Riksrevisionens rapport om sökandesammansättningens betydelse vid matchningen på arbetsmarknaden
Regeringens skrivelse 2017/18:109
Riksrevisionens rapport om sökandesammansättningens betydelse vid matchningen på arbetsmarknaden
Regeringen överlämnar denna skrivelse till riksdagen.
Stockholm den 8 mars 2018
Stefan Löfven
Ylva Johansson
(Arbetsmarknadsdepartementet)
Skrivelsens huvudsakliga innehåll
Riksrevisionen har granskat betydelsen av sökandesammansättningen hos arbetssökande för matchningen på den svenska arbetsmarknaden.
Enligt Riksrevisionens analys har jobbchansen, mätt som övergången till osubventionerat arbete för arbetslösa inskrivna på Arbetsförmedlingen, minskat mellan 2007 och 2015. En del av denna minskning förklaras av förändringar i sökandesammansättningen men stora delar av jobbchansförsämringen går inte att förklara med en ändrad sökandesammansättning. I stället handlar försämringen i stor utsträckning om en oförklarad generell jobbchansförsämring.
Riksrevisionen rekommenderar Arbetsförmedlingen att överväga att genomföra djupare analyser av jobbchansförsämringen jämfört med de analyser som i dag görs i årsredovisningen och arbetsmarknadsrapporten. Vidare rekommenderas Arbetsförmedlingen att försöka ta reda på varför förhållandevis väletablerade grupper på arbetsmarknaden fått en försämrad jobbchans.
Riksrevisionens granskning är ett viktigt bidrag till diskussionen om matchningseffektivitetens utveckling. Arbetsförmedlingen ska verka för att förbättra arbetsmarknadens funktionssätt genom att effektivt sammanföra dem som söker arbete med dem som söker arbetskraft. Det är viktigt att kunna mäta utfallet av matchningen samt på ett kvalitativt sätt kunna följa hur den utvecklas över tid. I det här arbetet är det viktigt att både beakta hur läget på arbetsmarknaden förändras samt vilka de kompetenser de arbetssökande besitter i förhållande till de krav arbetsgivarna ställer vid rekrytering.
Regeringen förutsätter att Arbetsförmedlingen följer Riksrevisionens rekommendationer och överväger att genomföra djupare analyser av jobbchansförsämringen samt undersöka vad den oförklarade delen av den försämrade jobbchansen beror på.
1¶Ärendet och dess beredning
Riksrevisionen har granskat betydelsen av sökandesammansättningen bland arbetssökande för matchningen på den svenska arbetsmarknaden. Resultatet av granskningen har redovisats i rapporten Matchningen på den svenska arbetsmarknaden – sökandesammansättningens betydelse (RiR 2017:26), se bilaga. Riksdagen överlämnade Riksrevisionens rapport till regeringen den 21 november 2017. Arbetsförmedlingen har publicerat en rapport med anledning av granskningen (Riksrevisionens granskning av Arbetsförmedlingens analys av matchningseffektiviteten – några kommentarer, Working paper 2018:1).
2¶Riksrevisionens rapport
2.1¶Bakgrund
Matchning är ett centralt begrepp inom arbetsmarknadsekonomi. Matchning handlar om den process i vilken arbetsgivare uttrycker ett rekryteringsbehov och en arbetstagare får information om det lediga jobbet och skickar in en ansökan. I bästa fall anställs den mest lämpade, i näst bästa fall sker i vilket fall en anställning och i en del fall fylls inte vakansen alls.
Att förbättra matchningen på arbetsmarknaden är ett viktigt uppdrag för Arbetsförmedlingen. Det råder enighet om att matchningen har försämrats under de senaste åren men det saknas kunskap om orsakerna till denna utveckling. Tidigare studier, däribland Arbetsförmedlingens analyser, gör gällande att matchningsförsämringen till stor del beror på en ändrad sökandesammansättning bland de arbetslösa. Enligt Riksrevisionen kan en mer rättvisande bild av sökandesammansättningens påverkan på matchningsförsämringen uppnås genom användning av mikrodata samt en mer ändamålsenlig metod än vad tidigare studier använt sig av. I granskningen har sökandesammansättningens betydelse undersökts då Riksrevisionen bedömer att tidigare analyser kan ha lett till felaktiga slutsatser.
I granskningens huvudanalys av sökandesammansättningens betydelse för jobbchansförsämringen undersöks perioden oktober 2007 till oktober 2015. Sedan 1990-talets början har förändringar i arbetsmarknadspolitiken skett. Även reformer i andra politikområden har skett som kan tänkas påverka, inte minst reformer i socialförsäkringspolitiken. Den metod som används i granskningen tar hänsyn till förändringar som leder till en ändrad sökandesammansättning hos inskrivna arbetslösa på Arbetsförmedlingen eller till en förändrad jobbchans för olika grupper av arbetslösa. Resultaten i granskningen kan emellertid vara känsliga för till exempel försämringar i kvaliteten i Arbetsförmedlingens vakansdata eller förändringar i statistikföringen som mäter övergångar till arbete. I syfte att försöka beakta detta genomför granskningen så kallade känslighetsanalyser med
avseende på vakansmått, mått för övergång till arbete, individegenskaper som inte observeras direkt i data samt undersökt period.
2.2¶Metod och genomförande
I Riksrevisionens analys används en metod för dekomponering av genomsnittsskillnader mellan olika grupper. Metoden som används kallas Oaxaca-Blinder-dekomponering (OB-dekomponering). Analysen görs med hjälp av registerdata från Arbetsförmedlingen och Statistiska centralbyrån.
För att kunna genomföra en nedbrytning av genomsnittsskillnader mellan olika individutfall används mikrodata. Utfallsvariabeln i granskningen är jobbchansen. Metoden som används innebär att genomsnittsskillnaden mellan jobbchansen vid två olika tidpunkter delas in i skillnad i individegenskaper, förändring över hur individegenskaper värderas på arbetsmarknaden över tid samt en oförklarad komponent.
2.3¶Granskningens resultat
Riksrevisionen konstaterar i sin rapport att sökandesammansättningens betydelse för jobbchansförsämringen är betydande men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär en tredjedel av den försämrade jobbchansen efter finanskrisen. Eftersom studien utgör den första direkta skattningen är det svårt att jämföra med tidigare resultat.
Enligt Riksrevisionens analys har jobbchansen, mätt som övergången till osubventionerat arbete för arbetslösa inskrivna på Arbetsförmedlingen, minskat med 3,7 procentenheter på månadsbasis mellan 2007 och 2015. Av denna minskning förklarar förändringar i sökandesammansättningen 1,2 procentenheter (det vill säga 33 procent). Till stora delar går således jobbchansförsämringen inte att förklara med ändrad sökandesammansättning eller förändringar i antalet vakanser i förhållande till antalet arbetslösa. I stället handlar försämringen i stor utsträckning om en oförklarad generell jobbchansförsämring för en förhållandevis väletablerad grupp på arbetsmarknaden. I gruppen (nedan kallad genomsnittsgrupp) som består av inrikes födda män i åldern 35–45 år med gymnasieutbildning, utan funktionsnedsättning som medför nedsatt arbetsförmåga, med genomsnittlig tidigare sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet (antalet vakanser i förhållande till antalet arbetslösa), har jobbchansen minskat med 2,8 procentenheter mellan 2007 och 2015. Hela tre fjärdedelar av den minskade jobbchansen är oförklarad. I granskningen genomförs även en känslighetsanalys där subventionerad anställning ingår i jobbchansmåttet, och resultaten står sig även med detta mått.
Riksrevisionen konstaterar att fokus i såväl forskning som i Arbetsförmedlingens uppföljning av hur matchningen har utvecklats har legat på sökandesammansättningens betydelse och att jobbchansförsämringen för denna genomsnittsgrupp har fått alldeles för lite
uppmärksamhet. En viktig slutsats är därför att försämringen för denna grupp behöver undersökas närmare.
I en analys av hur jobbchansen för olika grupper förändrats över tid visar granskningen att jobbchansen för de arbetslösa som Arbetsförmedlingen definierar som utsatta på arbetsmarknaden i genomsnitt är lägre jämfört med genomsnittsgruppen. Resultaten visar emellertid, till skillnad från de slutsatser som Arbetsförmedlingen drar, att jobbchansen för dessa utsatta grupper har förstärkts relativt genomsnittsgruppen sedan finanskrisen, och i en del fall har förstärkningen varit betydande.
2.4¶Rekommendationer
Med utgångspunkt från resultaten i granskningen lämnar Riksrevisionen följande rekommendationer till Arbetsförmedlingen:
1 Arbetsförmedlingen bör överväga att genomföra djupare
analyser av jobbchansförsämringen jämfört med de analyser
som i dag görs i Arbetsförmedlingens årsredovisning och
arbetsmarknadsrapporter. Metoden som används i gransk-
ningen visar på vikten av att använda mikrodata på det sätt som
forskningslitteraturen om dekomponering föreskriver. Tidigare
analyser på makronivå kan i många fall ge missvisande
resultat.
2 Granskningen visar att ungefär tre fjärdedelar av
matchningsförsämringen inte kan förklaras av förändringar i
sökandesammansättningen. Det är i stället förhållandevis
väletablerade grupper på arbetsmarknaden som har fått en
försämrad jobbchans. Riksrevisionen rekommenderar Arbets-
förmedlingen att försöka ta reda på vad denna försämring beror
på så att myndighetens resurser fördelas rätt. En möjlig väg att
gå är att genomföra en nedbrytning av jobbchansförsämringen
med variabler som har direkt koppling till Arbetsförmed-
lingens arbete med att matcha arbetslösa till lediga jobb,
exempelvis antalet möten på individnivå med handläggare.
Ytterligare en angelägen fråga handlar om vilka typer av jobb
som är lediga i dag jämfört med tidigare och hur dessa relaterar
till de arbetslösas kompetens. I granskningen används dels en
kombination av de arbetslösas sökta yrke och bostadslän, dels
lediga jobb fördelade på yrke och län. Det är angeläget att
utreda alla möjligheter, när det gäller såväl data som metod, för
att komma vidare i denna fråga.
3¶Regeringens bedömning av Riksrevisionens iakttagelser
Trots en god konjunktur, stark efterfrågan på arbetskraft samt en ökande sysselsättning de senaste åren har matchningen på arbetsmarknaden försämrats sedan finanskrisen. Arbetsförmedlingens uppdrag är att effektivt sammanföra dem som söker arbete med de arbetsgivare som söker arbetskraft. Vid tidigare analyser av hur matchningen på arbetsmarknaden utvecklats har en vedertagen metod att använda en makromodell nyttjats. Den mikrobaserade modellen som Riksrevisionen tillämpar leder till andra resultat jämfört med tidigare studier och implicerar att ytterligare kunskap är nödvändig för att kunna förstå vilka faktorer som bidragit till den jobbchansförsämring som skett de senaste åren.
Regeringen instämmer i Riksrevisionens rekommendationer att Arbetsförmedlingen bör överväga att genomföra analyser av jobbchansförsämringen och vad den kan bero på samt även försöka ta reda på varför förhållandevis väletablerade grupper på arbetsmarknaden har fått en försämrad jobbchans de senaste åren.
4¶Regeringens åtgärder med anledning av Riksrevisionens iakttagelser
Riksrevisionens granskning är ett viktigt bidrag till diskussionen om matchningseffektivitetens utveckling. Arbetsförmedlingen ska verka för att förbättra arbetsmarknadens funktionssätt genom att effektivt sammanföra dem som söker arbete med dem som söker arbetskraft. Det är viktigt att kunna mäta utfallet av matchningen samt på ett kvalitativt sätt kunna följa hur den utvecklas över tid. I det här arbetet är det viktigt att både beakta hur läget på arbetsmarknaden förändras samt vilka kompetenser de arbetssökande besitter i förhållande till de krav arbetsgivarna ställer vid rekrytering.
Regeringen förutsätter att Arbetsförmedlingen följer Riksrevisionens rekommendationer och överväger att genomföra djupare analyser av jobbchansförsämringen samt undersöka vad den oförklarade delen av den försämrade jobbchansen beror på.
I och med denna skrivelse anser regeringen att Riksrevisionens rapport är slutbehandlad.
Bilaga
matchningen på arbetsmarknaden – sökandesammansättningens betydelse en granskningsrapport från riksrevisionen
Trots att det råder enighet om att matchningen på den svenska arbetsmarknaden försämrats saknas kunskap om orsakerna till denna utveckling. Tidigare studier, däribland Arbetsförmedlingens analyser, gör gällande att matchningsförsämringen till stora delar beror på en ändrad individsammansättning bland de arbetslösa.
I Riksrevisionens granskning analyseras individsammansättningens betydelse för matchningsförsämringen. Syftet med granskningen är att undersöka om Arbetsförmedlingen har ett tillräckligt och väl genomlyst faktaunderlag för att utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt.
Resultaten visar bland annat att individsammansättningens roll är betydande men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär en tredjedel av den försämrade jobbchansen efter finanskrisen. Enligt Riksrevisionens bedömning kan en mer rättvisande bild av individsammansättningens betydelse uppnås genom användning av bättre data än i tidigare studier och en mer ändamålsenlig metod.
Granskningen visar också, till skillnad från Arbetsförmedlingens analyser, att chansen att få ett jobb för arbetslösa som tillhör en grupp med utsatt ställning på arbetsmarknaden har förstärkts jämfört med chansen för en genomsnittsgrupp. Med anledning av det som framkommit i granskningen rekommenderar Riksrevisionen Arbetsförmedlingen att överväga att genomföra djupare analyser av matchningsförsämringen än de som görs idag, bland annat i syfte att få en bättre kunskap om matchningsförsämringens orsaker.
Matchningen på ISSN 1652-6597 arbetsmarknaden
ISBN 978-91-7086-456-8
– sökandesammansättningens betydelse
Beställning: www.riksrevisionen.se
rir 2017:26
riksrevisionen
nybrogatan 55, 114 90 stockholm 08-5171 40 00 www.riksrevisionen.se
Bilaga
E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
T I L L R I K S D A G E N B E S L U T A D : 2 0 1 7 - 1 1 - 0 9
D N R : 3 . 1 . 1 - 2 0 1 6 - 1 4 6 9
R I R 2 0 1 7 : 2 6
Härmed överlämnas enligt 9 § lagen (2002:1022) om revision av statlig verksamhet
m.m. följande granskningsrapport:
Matchningen på arbetsmarknaden
– sökandesammansättningens betydelse
Riksrevisionen har granskat betydelsen av individsammansättningen hos
arbetssökande för matchningen på den svenska arbetsmarknaden. Resultatet av
granskningen redovisas i denna granskningsrapport. Den innehåller slutsatser
och rekommendationer som avser Arbetsförmedlingen.
Företrädare för Arbetsförmedlingen och Arbetsmarknadsdepartementet har fått
tillfälle att faktagranska och i övrigt lämna synpunkter på ett utkast till rapporten.
Riksrevisionen vill tacka referenspersonen professor Peter Fredriksson,
Nationalekonomiska institutionen vid Uppsala universitet, för synpunkter.
Riksrevisor Stefan Lundgren har beslutat i detta ärende. Revisionsledare Anna
Norén har varit föredragande. Revisionsdirektör Nikolay Angelov (projektledare)
och enhetschef Katarina Richardson har medverkat i den slutliga handläggningen.
Riksrevisionen är en myndighet under riksdagen med uppgift att granska den verksamhet som bedrivs av staten. Vårt uppdrag är att genom oberoende revision skapa demokratisk
Stefan Lundgren insyn, medverka till god resursanvändning och effektiv förvaltning i staten.
Anna Norén Riksrevisionen bedriver både årlig revision och effektivitetsrevision. Denna rapport har tagits fram inom effektivitetsrevisionen, vars uppgift är att granska hur effektiv den statliga För kännedom: verksamheten är. Effektivitetsgranskningar rapporteras sedan 2011 direkt till riksdagen.
Regeringen, Arbetsmarknadsdepartementet
Arbetsförmedlingen
riksrevisionen
isbn 978-91-7086-456-8 rir 2017:26 omslagets originalfoto: jessica gow / tt R I K S R E V I S I O N E N tryck: riksdagens interntryckeri, stockholm 2017
Bilaga
E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
T I L L R I K S D A G E N B E S L U T A D : 2 0 1 7 - 1 1 - 0 9
D N R : 3 . 1 . 1 - 2 0 1 6 - 1 4 6 9
R I R 2 0 1 7 : 2 6
Härmed överlämnas enligt 9 § lagen (2002:1022) om revision av statlig verksamhet
m.m. följande granskningsrapport:
Matchningen på arbetsmarknaden
– sökandesammansättningens betydelse
Riksrevisionen har granskat betydelsen av individsammansättningen hos
arbetssökande för matchningen på den svenska arbetsmarknaden. Resultatet av
granskningen redovisas i denna granskningsrapport. Den innehåller slutsatser
och rekommendationer som avser Arbetsförmedlingen.
Företrädare för Arbetsförmedlingen och Arbetsmarknadsdepartementet har fått
tillfälle att faktagranska och i övrigt lämna synpunkter på ett utkast till rapporten.
Riksrevisionen vill tacka referenspersonen professor Peter Fredriksson,
Nationalekonomiska institutionen vid Uppsala universitet, för synpunkter.
Riksrevisor Stefan Lundgren har beslutat i detta ärende. Revisionsledare Anna
Norén har varit föredragande. Revisionsdirektör Nikolay Angelov (projektledare)
och enhetschef Katarina Richardson har medverkat i den slutliga handläggningen.
Riksrevisionen är en myndighet under riksdagen med uppgift att granska den verksamhet som bedrivs av staten. Vårt uppdrag är att genom oberoende revision skapa demokratisk
Stefan Lundgren insyn, medverka till god resursanvändning och effektiv förvaltning i staten.
Anna Norén Riksrevisionen bedriver både årlig revision och effektivitetsrevision. Denna rapport har tagits fram inom effektivitetsrevisionen, vars uppgift är att granska hur effektiv den statliga För kännedom: verksamheten är. Effektivitetsgranskningar rapporteras sedan 2011 direkt till riksdagen.
Regeringen, Arbetsmarknadsdepartementet
Arbetsförmedlingen
riksrevisionen
isbn 978-91-7086-456-8 rir 2017:26 omslagets originalfoto: jessica gow / tt R I K S R E V I S I O N E N tryck: riksdagens interntryckeri, stockholm 2017
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Innehåll
Sammanfattning och rekommendationer 5
1 Inledning 8
1.1 Motiv till granskning 8 1.2 Syfte, metod och avgränsningar 9 1.3 Bedömningsgrunder 10
2 Matchning: en introduktion till begreppet och tidigare studier 11
3 Metod 14
3.1 Matchningseffektiviteten 14 3.2 Dekomponering av den minskade jobbchansen 15 3.3 Löneregressioner med individ- och arbetsställespecifik komponent 18
4 Data 19
4.1 Arbetslösa jobbsökande 19 4.2 Jobbchansen 19 4.3 Individegenskaper 20 4.4 Lediga jobb 22 4.5 Data för löneregressioner med individ- och arbetsställekomponent 23 4.6 Makrodata 23
5 Resultat 24
5.1 Matchningsfunktionen skattad med makrodata 24 5.2 Arbetslösa inskrivna vid Arbetsförmedlingen 1991–2015 25 5.3 Dekomponering av försämringen i jobbchans 37 5.4 Alternativa mått på vakanser och övergångar till arbete samt andra perioder 46
6 Slutsatser 50
Referenslista 52
Elektroniska bilagor
Till rapporten finns tre bilagor att ladda ned från Riksrevisionens webbplats. Bilagorna kan även begäras ut från ärendets akt genom registraturen.
Bilaga 1. Teknisk bilaga
Bilaga 2. Tabeller
Bilaga 3. Diagram
R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Innehåll
Sammanfattning och rekommendationer 5
1 Inledning 8
1.1 Motiv till granskning 8 1.2 Syfte, metod och avgränsningar 9 1.3 Bedömningsgrunder 10
2 Matchning: en introduktion till begreppet och tidigare studier 11
3 Metod 14
3.1 Matchningseffektiviteten 14 3.2 Dekomponering av den minskade jobbchansen 15 3.3 Löneregressioner med individ- och arbetsställespecifik komponent 18
4 Data 19
4.1 Arbetslösa jobbsökande 19 4.2 Jobbchansen 19 4.3 Individegenskaper 20 4.4 Lediga jobb 22 4.5 Data för löneregressioner med individ- och arbetsställekomponent 23 4.6 Makrodata 23
5 Resultat 24
5.1 Matchningsfunktionen skattad med makrodata 24 5.2 Arbetslösa inskrivna vid Arbetsförmedlingen 1991–2015 25 5.3 Dekomponering av försämringen i jobbchans 37 5.4 Alternativa mått på vakanser och övergångar till arbete samt andra perioder 46
6 Slutsatser 50
Referenslista 52
Elektroniska bilagor
Till rapporten finns tre bilagor att ladda ned från Riksrevisionens webbplats. Bilagorna kan även begäras ut från ärendets akt genom registraturen.
Bilaga 1. Teknisk bilaga
Bilaga 2. Tabeller
Bilaga 3. Diagram
R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Sammanfattning och rekommendationer
Bakgrund och frågeställning
Med matchning på arbetsmarknaden avses hur nya anställningar skapas för ett givet antal lediga jobb i förhållande till antalet arbetssökande. Att förbättra matchningen av arbetssökande till lediga jobb tillhör Arbetsförmedlingens (Af:s) viktigaste uppdrag, men enligt flera studier har matchningen på den svenska arbetsmarknaden försämrats under de senaste åren. Trots att det råder enighet om att matchningen har försämrats saknas kunskap om orsakerna till denna utveckling. Tidigare studier, däribland Af:s analyser, gör gällande att matchningsförsämringen till stora delar beror på en ändrad individsammansättning bland de arbetslösa. Med individsammansättning menas t.ex. andelen med låg utbildning, utrikes bakgrund, hög ålder eller funktionshinder som medför nedsatt arbetsförmåga. Enligt Riksrevisionens bedömning kan en mer rättvisande bild av individsammansättningens betydelse uppnås genom användning av mikrodata och en mer ändamålsenlig metod. I granskningen har frågan om individsammansättningens betydelse studerats eftersom det bedöms som sannolikt att tidigare analyser kan ha dragit felaktiga slutsatser. Eftersom Af:s arbete med matchningen är beroende av så bra analyser som möjligt finns en risk att matchningsarbetet inte bedrivs på ett effektivt sätt. Granskningens syfte är att undersöka om Af har ett tillräckligt och väl genomlyst faktaunderlag för att utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt. Fokus ligger på att studera om Af har dragit välgrundade slutsatser i sin årsredovisning och i sin arbetsmarknadsrapport om individsammansättningens betydelse för den observerade matchningsförsämringen. Frågan besvaras genom en nedbrytning av matchningsförsämringen i två delar: en del som beror på ändrad sammansättning hos de arbetslösa, och en annan del som inte kan förklaras med dessa förändringar. Resultaten av dekomponeringen jämförs med Af:s slutsatser om sammansättningens betydelse för matchningsförsämringen. I analysen studeras också hur jobbchansen har utvecklats för olika grupper av arbetssökande. I granskningens huvudanalyser av individsammansättningens betydelse för jobbchansminskningen studeras försämringen mellan oktober 2007 och oktober 2015. Under både den undersökta perioden och andra perioder sedan 1990-talets början har omfattande förändringar i arbetsmarknadspolitiken skett som kan påverka arbetsmarknadsutfall. Reformer i övriga politikområden, i synnerhet i socialförsäkringspolitiken, har också lett till förändringar. I den mån dessa förändringar leder till en ändrad individsammansättning hos inskrivna arbetslösa
R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 5
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Sammanfattning och rekommendationer
Bakgrund och frågeställning
Med matchning på arbetsmarknaden avses hur nya anställningar skapas för ett givet antal lediga jobb i förhållande till antalet arbetssökande. Att förbättra matchningen av arbetssökande till lediga jobb tillhör Arbetsförmedlingens (Af:s) viktigaste uppdrag, men enligt flera studier har matchningen på den svenska arbetsmarknaden försämrats under de senaste åren. Trots att det råder enighet om att matchningen har försämrats saknas kunskap om orsakerna till denna utveckling. Tidigare studier, däribland Af:s analyser, gör gällande att matchningsförsämringen till stora delar beror på en ändrad individsammansättning bland de arbetslösa. Med individsammansättning menas t.ex. andelen med låg utbildning, utrikes bakgrund, hög ålder eller funktionshinder som medför nedsatt arbetsförmåga. Enligt Riksrevisionens bedömning kan en mer rättvisande bild av individsammansättningens betydelse uppnås genom användning av mikrodata och en mer ändamålsenlig metod. I granskningen har frågan om individsammansättningens betydelse studerats eftersom det bedöms som sannolikt att tidigare analyser kan ha dragit felaktiga slutsatser. Eftersom Af:s arbete med matchningen är beroende av så bra analyser som möjligt finns en risk att matchningsarbetet inte bedrivs på ett effektivt sätt. Granskningens syfte är att undersöka om Af har ett tillräckligt och väl genomlyst faktaunderlag för att utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt. Fokus ligger på att studera om Af har dragit välgrundade slutsatser i sin årsredovisning och i sin arbetsmarknadsrapport om individsammansättningens betydelse för den observerade matchningsförsämringen. Frågan besvaras genom en nedbrytning av matchningsförsämringen i två delar: en del som beror på ändrad sammansättning hos de arbetslösa, och en annan del som inte kan förklaras med dessa förändringar. Resultaten av dekomponeringen jämförs med Af:s slutsatser om sammansättningens betydelse för matchningsförsämringen. I analysen studeras också hur jobbchansen har utvecklats för olika grupper av arbetssökande. I granskningens huvudanalyser av individsammansättningens betydelse för jobbchansminskningen studeras försämringen mellan oktober 2007 och oktober 2015. Under både den undersökta perioden och andra perioder sedan 1990-talets början har omfattande förändringar i arbetsmarknadspolitiken skett som kan påverka arbetsmarknadsutfall. Reformer i övriga politikområden, i synnerhet i socialförsäkringspolitiken, har också lett till förändringar. I den mån dessa förändringar leder till en ändrad individsammansättning hos inskrivna arbetslösa
R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 5
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
på Af, eller till ändrad jobbchans för olika grupper av arbetslösa, tar den använda genomsnittsgruppen. I den s.k. utsatta gruppen ingår arbetssökande som har en
dekomponeringsmetoden hänsyn till dem. Här finns en styrka i den valda funktionsnedsättning som innebär nedsatt arbetsförmåga, har högst
metoden jämfört med tidigare studier som samtliga har utgått från att grundskoleutbildning, är äldre än 55 år eller är utomeuropeiskt födda. Resultaten
jobbchansen för t.ex. utsatta grupper är konstant över tid. Likt tidigare studier kan visar dock, till skillnad från de slutsatser som Af drar, att jobbchansen för dessa
dock resultaten i granskningen vara känsliga för t.ex. försämringar i kvaliteten i grupper har förstärkts relativt genomsnittsgruppen sedan finanskrisen, och att
Af:s vakansstatistik eller ändringar i statistikföringen som mäter övergångar till förstärkningarna i en del fall har varit betydande.
arbete. I dessa avseenden har vi valt att följa tidigare studier för att så långt som
möjligt nå jämförbarhet. I granskningen genomförs emellertid Rekommendationer
känslighetsanalyser med avseende på vakansmått, mått för övergång till arbete,
Riksrevisionen har funnit brister såväl i Af:s tidigare analyser som i andra individegenskaper som inte observeras direkt i data och undersökt period.
befintliga studier och rekommenderar därför följande:
Granskningens resultat • Arbetsförmedlingen bör överväga att genomföra djupare analyser av
jobbchansförsämringen jämfört med de analyser som i dag görs i Af:s Granskningens huvudresultat är att individsammansättningens roll är betydande
årsredovisning och arbetsmarknadsrapporter. Metoden som används i den men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär en tredjedel av den försämrade
här granskningen åskådliggör vikten av att använda mikrodata på det sätt jobbchansen efter finanskrisen. Eftersom studien utgör den första direkta
som forskningslitteraturen om dekomponering föreskriver. Tidigare analyser skattningen är det svårt att jämföra med tidigare resultat.
på makronivå kan i många fall ge missvisande resultat.
Rapporten visar att jobbchansen, mätt som övergången till osubventionerat arbete
• Granskningen visar att ungefär tre fjärdedelar av matchningsförsämringen för arbetslösa inskrivna på Af, har minskat med 3,7 procentenheter på
inte kan förklaras av förändringar i individsammansättningen. Det är i stället månadsbasis mellan 2007 och 2015. Av denna minskning står förändringar i
förhållandevis väletablerade grupper på arbetsmarknaden som har fått individsammansättningen för –1,2 procentenhet (dvs. 33 %), där den viktigaste
försämrad jobbchans. Riksrevisionen rekommenderar Arbetsförmedlingen förklaringen är födelseland och står för –1,0 procentenhet. Till stora delar går
att försöka ta reda på vad denna försämring beror på så att myndighetens således jobbchansminskningen inte att förklara med ändrad
resurser fördelas rätt. En möjlig väg att gå är att genomföra en nedbrytning individsammansättning eller förändringar i antalet vakanser i förhållande till
av jobbchansförsämringen med variabler som har direkt koppling till Af:s antalet arbetslösa (dvs. stramhet). I stället handlar försämringen i stor
arbete med att matcha arbetslösa till lediga jobb, exempelvis antalet möten på utsträckning om en oförklarad generell jobbchansminskning för en förhållandevis
individnivå med handläggare. Ytterligare en angelägen fråga handlar om väletablerad grupp på arbetsmarknaden. I gruppen bestående av inrikes födda
vilka typer av jobb som är lediga i dag jämfört med tidigare och hur dessa män i ålderskategorin 35–45 år med gymnasieutbildning, utan
relaterar till de arbetslösas kompetens. I granskningen används dels en funktionsnedsättning som medför nedsatt arbetsförmåga, med genomsnittlig
kombination av de arbetslösas sökta yrke och bostadslän och dels lediga jobb tidigare sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet,
fördelade på yrke och län. Det är angeläget att utreda alla möjligheter, när det har jobbchansen minskat med 2,8 procentenheter mellan 2007 och 2015. Hela tre
gäller såväl data som metod, för att komma vidare i denna fråga. fjärdedelar av den minskade jobbchansen är med andra ord oförklarad, vilket
yttrar sig i minskad jobbchans för denna grupp. I granskningen genomförs en
känslighetsanalys där även subventionerad anställning ingår i jobbchansmåttet,
och resultaten står sig även med detta mått. Då fokus, i såväl forskningen som i
Af:s uppföljning av hur matchningen utvecklas, har legat på sammansättningens
betydelse har jobbchansminskningen för denna genomsnittsgrupp fått alldeles för
lite uppmärksamhet. En viktig slutsats från rapporten är därför att försämringen
för denna grupp behöver undersökas närmare.
I en analys av hur jobbchansen för olika grupper har förändrats över tid visar
rapporten, som förväntat, att jobbchansen för de arbetslösa som enligt Af tillhör
en grupp med utsatt ställning på arbetsmarknaden i snitt är lägre jämfört med
6 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 7
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
på Af, eller till ändrad jobbchans för olika grupper av arbetslösa, tar den använda genomsnittsgruppen. I den s.k. utsatta gruppen ingår arbetssökande som har en
dekomponeringsmetoden hänsyn till dem. Här finns en styrka i den valda funktionsnedsättning som innebär nedsatt arbetsförmåga, har högst
metoden jämfört med tidigare studier som samtliga har utgått från att grundskoleutbildning, är äldre än 55 år eller är utomeuropeiskt födda. Resultaten
jobbchansen för t.ex. utsatta grupper är konstant över tid. Likt tidigare studier kan visar dock, till skillnad från de slutsatser som Af drar, att jobbchansen för dessa
dock resultaten i granskningen vara känsliga för t.ex. försämringar i kvaliteten i grupper har förstärkts relativt genomsnittsgruppen sedan finanskrisen, och att
Af:s vakansstatistik eller ändringar i statistikföringen som mäter övergångar till förstärkningarna i en del fall har varit betydande.
arbete. I dessa avseenden har vi valt att följa tidigare studier för att så långt som
möjligt nå jämförbarhet. I granskningen genomförs emellertid Rekommendationer
känslighetsanalyser med avseende på vakansmått, mått för övergång till arbete,
Riksrevisionen har funnit brister såväl i Af:s tidigare analyser som i andra individegenskaper som inte observeras direkt i data och undersökt period.
befintliga studier och rekommenderar därför följande:
Granskningens resultat • Arbetsförmedlingen bör överväga att genomföra djupare analyser av
jobbchansförsämringen jämfört med de analyser som i dag görs i Af:s Granskningens huvudresultat är att individsammansättningens roll är betydande
årsredovisning och arbetsmarknadsrapporter. Metoden som används i den men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär en tredjedel av den försämrade
här granskningen åskådliggör vikten av att använda mikrodata på det sätt jobbchansen efter finanskrisen. Eftersom studien utgör den första direkta
som forskningslitteraturen om dekomponering föreskriver. Tidigare analyser skattningen är det svårt att jämföra med tidigare resultat.
på makronivå kan i många fall ge missvisande resultat.
Rapporten visar att jobbchansen, mätt som övergången till osubventionerat arbete
• Granskningen visar att ungefär tre fjärdedelar av matchningsförsämringen för arbetslösa inskrivna på Af, har minskat med 3,7 procentenheter på
inte kan förklaras av förändringar i individsammansättningen. Det är i stället månadsbasis mellan 2007 och 2015. Av denna minskning står förändringar i
förhållandevis väletablerade grupper på arbetsmarknaden som har fått individsammansättningen för –1,2 procentenhet (dvs. 33 %), där den viktigaste
försämrad jobbchans. Riksrevisionen rekommenderar Arbetsförmedlingen förklaringen är födelseland och står för –1,0 procentenhet. Till stora delar går
att försöka ta reda på vad denna försämring beror på så att myndighetens således jobbchansminskningen inte att förklara med ändrad
resurser fördelas rätt. En möjlig väg att gå är att genomföra en nedbrytning individsammansättning eller förändringar i antalet vakanser i förhållande till
av jobbchansförsämringen med variabler som har direkt koppling till Af:s antalet arbetslösa (dvs. stramhet). I stället handlar försämringen i stor
arbete med att matcha arbetslösa till lediga jobb, exempelvis antalet möten på utsträckning om en oförklarad generell jobbchansminskning för en förhållandevis
individnivå med handläggare. Ytterligare en angelägen fråga handlar om väletablerad grupp på arbetsmarknaden. I gruppen bestående av inrikes födda
vilka typer av jobb som är lediga i dag jämfört med tidigare och hur dessa män i ålderskategorin 35–45 år med gymnasieutbildning, utan
relaterar till de arbetslösas kompetens. I granskningen används dels en funktionsnedsättning som medför nedsatt arbetsförmåga, med genomsnittlig
kombination av de arbetslösas sökta yrke och bostadslän och dels lediga jobb tidigare sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet,
fördelade på yrke och län. Det är angeläget att utreda alla möjligheter, när det har jobbchansen minskat med 2,8 procentenheter mellan 2007 och 2015. Hela tre
gäller såväl data som metod, för att komma vidare i denna fråga. fjärdedelar av den minskade jobbchansen är med andra ord oförklarad, vilket
yttrar sig i minskad jobbchans för denna grupp. I granskningen genomförs en
känslighetsanalys där även subventionerad anställning ingår i jobbchansmåttet,
och resultaten står sig även med detta mått. Då fokus, i såväl forskningen som i
Af:s uppföljning av hur matchningen utvecklas, har legat på sammansättningens
betydelse har jobbchansminskningen för denna genomsnittsgrupp fått alldeles för
lite uppmärksamhet. En viktig slutsats från rapporten är därför att försämringen
för denna grupp behöver undersökas närmare.
I en analys av hur jobbchansen för olika grupper har förändrats över tid visar
rapporten, som förväntat, att jobbchansen för de arbetslösa som enligt Af tillhör
en grupp med utsatt ställning på arbetsmarknaden i snitt är lägre jämfört med
6 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 7
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
1.2¶Syfte, metod och avgränsningar
1 Inledning
Granskningens syfte är att undersöka om Af har ett tillräckligt och väl genomlyst
faktaunderlag för att utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt. 1.1 Motiv till granskning Fokus ligger på att studera om Af i sin årsredovisning och arbetsmarknadsrapport
Enligt flera studier har matchningen på den svenska arbetsmarknaden försämrats har dragit välgrundade slutsatser om de viktigaste orsakerna till den observerade under de senaste åren. Försämringen har även uppmärksammats av regeringen matchningsförsämringen. och en förbättrad matchning är sedan budgetåret 2015 det mål som omnämns
Vi besvarar frågan genom att bryta ner matchningsförsämringen i två delar. I den allra först i Arbetsförmedlingens (Af:s) regleringsbrev. I regeringens budget
första delen ingår ändrad sammansättning hos de arbetslösa och ändrat antal och redovisas inte kostnaderna för matchning separat, men kostnaden för de
typ av vakanser. I den andra delen ingår en strukturellt förändrad jobbchans som arbetsmarknadspolitiska program och insatser som förväntas lösa
inte har med sammansättningsförändringar att göra. Denna del brukar i matchningsproblemen uppgår till drygt 11 miljarder för år 2017, och Af:s
litteraturen betecknas som oförklarad, med syftning på att den inte kan förklaras förvaltningsanslag som finansierar förmedlingsinsatser uppgick 2016 till drygt 2
av kompositionen . Den kan t.ex. bero på förändringar i hur verkningsfulla Af:s 8 miljarder.
insatser är eller på ändrade kompetenskrav som inte observeras i data. I denna Det råder samstämmighet om att matchningen har försämrats avsevärt, men granskning skattas inte Af:s bidrag till matchningen separat från övriga Riksrevisionen bedömer att det saknas kunskap om vad det är som har lett till strukturella förändringar på arbetsmarknaden, men med rätt data är det möjligt denna utveckling och att mer information kan fås genom mer djuplodade analyser att komma närmare ett mått på Af:s bidrag. I avsnitt 6 diskuteras möjliga sätt att än de befintliga. Af:s förklaring till matchningsförsämringen är att de komma vidare.
arbetssökandes individsammansättning har ändrats, vilket också har
Matchningsförsämringen studeras med hjälp av en så kallad Oaxacauppmärksammats i tidigare studier1. Det finns dock indikationer på att tidigare
Blinderdekomponering (OB) av arbetslösas jobbchans över tid. OB är en analyser, däribland från Af, inte har undersökt frågan tillräckligt djupt. De
standardmetod för att studera sammansättningens betydelse för olika utfall men metoder som har använts är inte ändamålsenliga, och Riksrevisionen har valt att
har tidigare inte tillämpats på matchningsförsämringen. studera frågan om sammansättningens betydelse då det bedöms som sannolikt att tidigare analyser har dragit felaktiga slutsatser. Eftersom Af:s arbete med I granskningen används registerdata över jobbchansen för alla arbetslösa matchningen är beroende av så bra analyser som möjligt finns en uppenbar risk inskrivna på Af från december 1991 till oktober 2015. Med jobbchansen på att matchningsarbetet inte bedrivs på ett effektivt sätt. individnivå avses sannolikheten att en arbetslös inskriven hos Af en viss månad
får ett arbete månaden efter. Förutom data från Af används även detaljerade
individdata från SCB.
En viktig avgränsning i granskningen är att övriga arbetssökande (t.ex. personer
som redan har ett arbete men som är på jakt efter ett nytt) inte ingår i analysen.
Denna avgränsning har gjorts eftersom Af saknar direkta möjligheter att påverka 1 jobbchansen för individer som inte är inskrivna på Af. Ytterligare en avgränsning Se Håkansson (2014) för svenska data och Barnichon och Figura (2015) för data från USA. I sin
årsredovisning för 2015, vilket är det år då data i föreliggande granskning slutar, skriver Af: ”Orsaken är att granskningen inte omfattar en direkt undersökning av Af:s arbete med att till den försämrade matchningen är framför allt att sökandesammansättningen alltmer utgörs av personer förbättra matchningen på arbetsmarknaden. Slutligen ligger fokus i OBsom står långt från arbetsmarknaden.” (Arbetsförmedlingens årsredovisning 2015, s. 55.) I årsredovisningen för 2016, s. 50 står det: ”Minskningen [av jobbchansen] kan delvis bero på att antalet nedbrytningen av jobbchansen på perioden 2007 till 2015 eftersom det är personer som står långt från arbetsmarknaden har ökat.” Sammansättningsförändringar hos de matchningsförsämringen framför allt under perioden efter finanskrisen som har sökande lyfts även upp som en viktig förklaring till den försämrade matchningen i de två senaste arbetsmarknadsrapporterna från Af för 2015 och 2016. Syftet med dessa rapporter är bland annat fått uppmärksamhet i tidigare studier. Granskningen innehåller dock även
”…att Arbetsförmedlingen ska använda dess slutsatser för att utveckla verksamheten till att effektivt säkerställa genomförandet av myndighetens arbetsmarknadspolitiska uppdrag.” (Arbetsförmedlingens arbetsmarknadsrapport 2016, s. 13).
2 Komposition och sammansättning används synonymt i texten.
8 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 9
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
1.2¶Syfte, metod och avgränsningar
1 Inledning
Granskningens syfte är att undersöka om Af har ett tillräckligt och väl genomlyst
faktaunderlag för att utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt. 1.1 Motiv till granskning Fokus ligger på att studera om Af i sin årsredovisning och arbetsmarknadsrapport
Enligt flera studier har matchningen på den svenska arbetsmarknaden försämrats har dragit välgrundade slutsatser om de viktigaste orsakerna till den observerade under de senaste åren. Försämringen har även uppmärksammats av regeringen matchningsförsämringen. och en förbättrad matchning är sedan budgetåret 2015 det mål som omnämns
Vi besvarar frågan genom att bryta ner matchningsförsämringen i två delar. I den allra först i Arbetsförmedlingens (Af:s) regleringsbrev. I regeringens budget
första delen ingår ändrad sammansättning hos de arbetslösa och ändrat antal och redovisas inte kostnaderna för matchning separat, men kostnaden för de
typ av vakanser. I den andra delen ingår en strukturellt förändrad jobbchans som arbetsmarknadspolitiska program och insatser som förväntas lösa
inte har med sammansättningsförändringar att göra. Denna del brukar i matchningsproblemen uppgår till drygt 11 miljarder för år 2017, och Af:s
litteraturen betecknas som oförklarad, med syftning på att den inte kan förklaras förvaltningsanslag som finansierar förmedlingsinsatser uppgick 2016 till drygt 2
av kompositionen. Den kan t.ex. bero på förändringar i hur verkningsfulla Af:s 8 miljarder.
insatser är eller på ändrade kompetenskrav som inte observeras i data. I denna Det råder samstämmighet om att matchningen har försämrats avsevärt, men granskning skattas inte Af:s bidrag till matchningen separat från övriga Riksrevisionen bedömer att det saknas kunskap om vad det är som har lett till strukturella förändringar på arbetsmarknaden, men med rätt data är det möjligt denna utveckling och att mer information kan fås genom mer djuplodade analyser att komma närmare ett mått på Af:s bidrag. I avsnitt 6 diskuteras möjliga sätt att än de befintliga. Af:s förklaring till matchningsförsämringen är att de komma vidare.
arbetssökandes individsammansättning har ändrats, vilket också har
Matchningsförsämringen studeras med hjälp av en så kallad Oaxacauppmärksammats i tidigare studier1. Det finns dock indikationer på att tidigare
Blinderdekomponering (OB) av arbetslösas jobbchans över tid. OB är en analyser, däribland från Af, inte har undersökt frågan tillräckligt djupt. De
standardmetod för att studera sammansättningens betydelse för olika utfall men metoder som har använts är inte ändamålsenliga, och Riksrevisionen har valt att
har tidigare inte tillämpats på matchningsförsämringen. studera frågan om sammansättningens betydelse då det bedöms som sannolikt att tidigare analyser har dragit felaktiga slutsatser. Eftersom Af:s arbete med I granskningen används registerdata över jobbchansen för alla arbetslösa matchningen är beroende av så bra analyser som möjligt finns en uppenbar risk inskrivna på Af från december 1991 till oktober 2015. Med jobbchansen på att matchningsarbetet inte bedrivs på ett effektivt sätt. individnivå avses sannolikheten att en arbetslös inskriven hos Af en viss månad
får ett arbete månaden efter. Förutom data från Af används även detaljerade
individdata från SCB.
En viktig avgränsning i granskningen är att övriga arbetssökande (t.ex. personer
som redan har ett arbete men som är på jakt efter ett nytt) inte ingår i analysen.
Denna avgränsning har gjorts eftersom Af saknar direkta möjligheter att påverka 1 jobbchansen för individer som inte är inskrivna på Af. Ytterligare en avgränsning Se Håkansson (2014) för svenska data och Barnichon och Figura (2015) för data från USA. I sin
årsredovisning för 2015, vilket är det år då data i föreliggande granskning slutar, skriver Af: ”Orsaken är att granskningen inte omfattar en direkt undersökning av Af:s arbete med att till den försämrade matchningen är framför allt att sökandesammansättningen alltmer utgörs av personer förbättra matchningen på arbetsmarknaden. Slutligen ligger fokus i OBsom står långt från arbetsmarknaden.” (Arbetsförmedlingens årsredovisning 2015, s. 55.) I årsredovisningen för 2016, s. 50 står det: ”Minskningen [av jobbchansen] kan delvis bero på att antalet nedbrytningen av jobbchansen på perioden 2007 till 2015 eftersom det är personer som står långt från arbetsmarknaden har ökat.” Sammansättningsförändringar hos de matchningsförsämringen framför allt under perioden efter finanskrisen som har sökande lyfts även upp som en viktig förklaring till den försämrade matchningen i de två senaste arbetsmarknadsrapporterna från Af för 2015 och 2016. Syftet med dessa rapporter är bland annat fått uppmärksamhet i tidigare studier. Granskningen innehåller dock även
”…att Arbetsförmedlingen ska använda dess slutsatser för att utveckla verksamheten till att effektivt säkerställa genomförandet av myndighetens arbetsmarknadspolitiska uppdrag.” (Arbetsförmedlingens arbetsmarknadsrapport 2016, s. 13).
2 Komposition och sammansättning används synonymt i texten.
8 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 9
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
dekomponeringar för perioderna 1992–1997 och 1997–2007. I de beskrivande
2 Matchning: en introduktion till begreppet
delarna i granskningen genomförs analyser för perioden 1991–2015.
och tidigare studier
1.3¶Bedömningsgrunder
Kärnan i Af:s uppdrag är att ansvara för den offentliga arbetsförmedlingen och
Matchningen av arbetslösa till lediga jobb är ett centralt begrepp inom dess arbetsmarknadspolitiska verksamhet. Enligt 1 kap. 3 § budgetlagen
arbetsmarknadsekonomi. I grunden handlar matchning om den process i vilken (2011:203) ska hög effektivitet eftersträvas och god hushållning iakttas inom statlig
arbetsgivare uttrycker ett rekryteringsbehov (t.ex. genom att lägga upp en verksamhet. Detta gäller således även för Af:s verksamhet. I
platsannons digitalt eller i en tidning) och en arbetstagare får information om det myndighetsförordningen (2007:515) slås också fast att myndighetens ledning
lediga jobbet och skickar in en ansökan. I bästa fall anställs den mest lämpade, i ansvarar inför regeringen bl.a. för att verksamheten bedrivs effektivt och att
näst bästa fall sker i varje fall en anställning, och i en del fall fylls inte vakansen myndigheten hushållar väl med statens medel.
och den arbetssökande fortsätter sin sökning. Det finns många faktorer som Det av riksdagen beslutade målet för arbetsmarknadspolitiken är att insatserna ska
komplicerar matchningsprocessen. Informationsbrist och osäkerhet kan t.ex. göra bidra till en väl fungerande arbetsmarknad.3 I riksdagens beslut om
att arbetsgivare måste gå på formella meriter snarare än individens faktiska arbetsmarknadspolitikens mål tydliggörs att arbetsmarknadspolitiken ska verka 5
förmåga att klara av jobbet, och denna osäkerhet kan variera mellan individer . för att förbättra matchningen mellan dem som söker arbete och dem som söker
Samtidigt kan arbetssökande, rimligen i synnerhet unga, på förhand inte veta om arbetskraft.4 I 2 § förordningen (2007:1030) med instruktion för Af framgår att: ”Af
det sökta jobbet verkligen kommer att passa. Vidare kan sociala nätverk, i bred ska verka för att förbättra arbetsmarknadens funktionssätt genom att bl.a. effektivt
mening, spela en viktig roll för de arbetssökandes chans att få jobb. Med andra ord sammanföra dem som söker arbete med dem som söker arbetskraft.” I Af:s
är det inte enbart kvalifikationer som spelar roll utan även kontakter.6 Geografiskt regleringsbrev för budgetåret 2015 är detta det mål som omnämns först: ”Matchningen på arbetsmarknaden ska förbättras.” Motsvarande text för 2016 och avstånd till lediga jobb kan naturligtvis också vara betydelsefullt. I en välfärdsstat
2017 lyder: ”Matchningen på arbetsmarknaden ska förbättras bland annat genom att som Sverige finns också en statlig myndighet (Af) som har ett uppdrag att
rekryteringsproblemen på arbetsmarknaden ska motverkas.” förbättra de arbetssökandes jobbchans med t.ex. jobbsökningshjälp,
arbetsmarknadsutbildning, kontakt med arbetsgivare m.m. En välfärdsstat Matchningsförsämringen studeras med utgångspunkt i Af:s uppdrag att förbättra
innebär också ett nät av trygghetssystem som alla påverkas av politiken och som matchningen. Riksrevisionen anser därutöver mot bakgrund i Af:s uppdrag och
t.ex. kan innebära att befintliga arbetssökande får ändrade incitament att söka jobb instruktion att Af ska ha faktaunderlag av så hög kvalitet som möjligt för att kunna
eller att andelen arbetssökande med en viss bakgrund (t.ex. långtidssjukskrivna) fullfölja sitt uppdrag på ett effektivt sätt.
ökar eller minskar. En ökad eller minskad migration påverkar också vilka som
söker jobb. Det finns förstås många fler faktorer som påverkar, och sammantaget
kan sägas att matchningsprocessen är komplicerad och att det är inte alltid är lätt
att veta vad ett påstående som ”matchningen har försämrats” egentligen betyder.
I den teoretiska litteraturen sammanfattas matchningsprocessen med en enda
funktion: matchningsfunktionen. Grundidén är att den komplicerade processen
som beskrevs ovan kan sammanfattas med en funktion som i sin enklaste form
förklarar antalet nya anställningar med antalet lediga jobb och arbetslösa. Att
funktionen sammanfattar en komplicerad process har många fördelar7, men även
5 Se Fredriksson, Hensvik och Nordström Skans (2015) som diskuterar hur matchningskvaliteten
varierar med individegenskaper. 3 Se prop. 2016/17:1 utgiftsområde 14, avsnitt 3.4 och bet. 2016/17:AU2. 6 Se Kramarz och Nordström Skans (2014) som skattar föräldrarnas betydelse för barnets första jobb. 4 Se prop. 2011/12:1 utgiftsområde 14, avsnitt 3.3, bet. 2011/12:AU2 och rskr. 2011/12:88. 7 Se Petrongolo och Pissarides (2001).
10 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 11
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
dekomponeringar för perioderna 1992–1997 och 1997–2007. I de beskrivande
2 Matchning: en introduktion till begreppet
delarna i granskningen genomförs analyser för perioden 1991–2015.
och tidigare studier
1.3¶Bedömningsgrunder
Kärnan i Af:s uppdrag är att ansvara för den offentliga arbetsförmedlingen och
Matchningen av arbetslösa till lediga jobb är ett centralt begrepp inom dess arbetsmarknadspolitiska verksamhet. Enligt 1 kap. 3 § budgetlagen
arbetsmarknadsekonomi. I grunden handlar matchning om den process i vilken (2011:203) ska hög effektivitet eftersträvas och god hushållning iakttas inom statlig
arbetsgivare uttrycker ett rekryteringsbehov (t.ex. genom att lägga upp en verksamhet. Detta gäller således även för Af:s verksamhet. I
platsannons digitalt eller i en tidning) och en arbetstagare får information om det myndighetsförordningen (2007:515) slås också fast att myndighetens ledning
lediga jobbet och skickar in en ansökan. I bästa fall anställs den mest lämpade, i ansvarar inför regeringen bl.a. för att verksamheten bedrivs effektivt och att
näst bästa fall sker i varje fall en anställning, och i en del fall fylls inte vakansen myndigheten hushållar väl med statens medel.
och den arbetssökande fortsätter sin sökning. Det finns många faktorer som Det av riksdagen beslutade målet för arbetsmarknadspolitiken är att insatserna ska
komplicerar matchningsprocessen. Informationsbrist och osäkerhet kan t.ex. göra bidra till en väl fungerande arbetsmarknad.3 I riksdagens beslut om
att arbetsgivare måste gå på formella meriter snarare än individens faktiska arbetsmarknadspolitikens mål tydliggörs att arbetsmarknadspolitiken ska verka 5
förmåga att klara av jobbet, och denna osäkerhet kan variera mellan individer . för att förbättra matchningen mellan dem som söker arbete och dem som söker
Samtidigt kan arbetssökande, rimligen i synnerhet unga, på förhand inte veta om arbetskraft.4 I 2 § förordningen (2007:1030) med instruktion för Af framgår att: ”Af
det sökta jobbet verkligen kommer att passa. Vidare kan sociala nätverk, i bred ska verka för att förbättra arbetsmarknadens funktionssätt genom att bl.a. effektivt
mening, spela en viktig roll för de arbetssökandes chans att få jobb. Med andra ord sammanföra dem som söker arbete med dem som söker arbetskraft.” I Af:s
är det inte enbart kvalifikationer som spelar roll utan även kontakter.6 Geografiskt regleringsbrev för budgetåret 2015 är detta det mål som omnämns först: ”Matchningen på arbetsmarknaden ska förbättras.” Motsvarande text för 2016 och avstånd till lediga jobb kan naturligtvis också vara betydelsefullt. I en välfärdsstat
2017 lyder: ”Matchningen på arbetsmarknaden ska förbättras bland annat genom att som Sverige finns också en statlig myndighet (Af) som har ett uppdrag att
rekryteringsproblemen på arbetsmarknaden ska motverkas.” förbättra de arbetssökandes jobbchans med t.ex. jobbsökningshjälp,
arbetsmarknadsutbildning, kontakt med arbetsgivare m.m. En välfärdsstat Matchningsförsämringen studeras med utgångspunkt i Af:s uppdrag att förbättra
innebär också ett nät av trygghetssystem som alla påverkas av politiken och som matchningen. Riksrevisionen anser därutöver mot bakgrund i Af:s uppdrag och
t.ex. kan innebära att befintliga arbetssökande får ändrade incitament att söka jobb instruktion att Af ska ha faktaunderlag av så hög kvalitet som möjligt för att kunna
eller att andelen arbetssökande med en viss bakgrund (t.ex. långtidssjukskrivna) fullfölja sitt uppdrag på ett effektivt sätt.
ökar eller minskar. En ökad eller minskad migration påverkar också vilka som
söker jobb. Det finns förstås många fler faktorer som påverkar, och sammantaget
kan sägas att matchningsprocessen är komplicerad och att det är inte alltid är lätt
att veta vad ett påstående som ”matchningen har försämrats” egentligen betyder.
I den teoretiska litteraturen sammanfattas matchningsprocessen med en enda
funktion: matchningsfunktionen. Grundidén är att den komplicerade processen
som beskrevs ovan kan sammanfattas med en funktion som i sin enklaste form
förklarar antalet nya anställningar med antalet lediga jobb och arbetslösa. Att
funktionen sammanfattar en komplicerad process har många fördelar7, men även
5 Se Fredriksson, Hensvik och Nordström Skans (2015) som diskuterar hur matchningskvaliteten
varierar med individegenskaper. 3 Se prop. 2016/17:1 utgiftsområde 14, avsnitt 3.4 och bet. 2016/17:AU2. 6 Se Kramarz och Nordström Skans (2014) som skattar föräldrarnas betydelse för barnets första jobb. 4 Se prop. 2011/12:1 utgiftsområde 14, avsnitt 3.3, bet. 2011/12:AU2 och rskr. 2011/12:88. 7 Se Petrongolo och Pissarides (2001).
10 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 11
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
en del nackdelar. För granskningens vidkommande handlar den viktigaste att individsammansättningen svarar för en betydande del av försämringen i nackdelen om tolkningen av matchningsfunktionens förmåga att förklara (eller matchningseffektivitet. I sin årsredovisning för 2015 drar Af den här slutsatsen: snarare, inte förklara) tidsvariationer i jobbchansen. Det grundläggande problemet ”Orsaken till den försämrade matchningen är framför allt att är att varje avvikelse från ett långsiktigt skattat samband mellan antalet nya jobb sökandesammansättningen alltmer utgörs av personer som står långt från och antalet vakanser och arbetslösa har en tendens att tolkas i termer av minskad arbetsmarknaden.”8 Då data i granskningen sträcker sig till 2015 är denna slutsats matchningseffektivitet. Matchningseffektivitet definieras alltså som en residual, eller relevant att undersöka. den del av verkligheten som en modell inte kan förklara. Men anta t.ex. att vi
En läsvärd sammanfattning av forskningsläget kring effekterna av jämför två år, 2007 och 2015 som i denna granskning, och att vi noterar att antalet
arbetsmarknadspolitiken på matchningen finns i Forslund och Vikström (2011). anställningar per ledigt jobb givet ett visst antal arbetslösa är mycket lägre 2015 än
De konstaterar att det finns få studier på området. Några resultat är dock att 2007. Vilken slutsats ska dras av denna observation, givet att
programdeltagare på Af och personer med lönesubvention bidrar till matchningen matchningsfunktionen (”modellen”) är mycket enkel och matchningen
i mindre utsträckning än öppet arbetslösa. Vidare finns ett fåtal studier av (”verkligheten”) oerhört komplicerad? Det mest korrekta svaret, i ljuset av
kopplingen mellan matchning, arbetsmarknadspolitik och den geografiska diskussionen ovan, vore att jobbchansen har minskat även efter att vi har tagit
rörligheten. Dessa studier finner i huvudsak att arbetsmarknadspolitiska insatser hänsyn till det ändrade antalet vakanser och arbetslösa. I mycket av den befintliga
antingen minskar den geografiska rörligheten (och därmed försämrar litteraturen på området är svaret att matchningen har försämrats, men eftersom vi
matchningen), eller saknar effekt. vet att det finns mycket annat än vakanser och arbetslöshetstal som kan påverka är detta inte en helt korrekt beskrivning. Mer detaljer om matchningsfunktionen och om hur matchningseffektivitet brukar definieras finns i avsnitt 3.1. Matchningslitteraturen är mycket omfattande och en sammanfattning av den ryms inte inom granskningen. Nedan redogörs i stället för ett antal relevanta och närliggande empiriska studier som har studerat matchningseffektiviteten, med fokus på svenska förhållanden. När det gäller matchning generellt finns två informativa forskningsöversikter: Petrongolo och Pissarides (2001) och Elsby m.fl. (2015). Den svenska studie som ligger närmast granskningen är Håkanson (2014) som undersöker betydelsen av de arbetssökandes komposition för matchningseffektiviteten med hjälp av makrodata. Håkanson finner att förändringar i sammansättningen av arbetskraften spelar en viktig roll för den minskade matchningseffektiviteten i finanskrisens spår. En studie som ligger ännu närmare granskningen metodmässigt, men som använder data från USA, är Barnichon och Figura (2015) som undersöker betydelsen av kompositionsförändringar för USA med hjälp av individdata. Ingen tidigare studie nämner dock en specifik siffra för hur väl analyserna förklarar matchningsförsämringen. Matchningseffektiviteten skattas i Konjunkturinstitutet (2012), och resultaten visar att matchningen har försämrats direkt efter finanskrisen men att den sedan har förbättrats något. Slutligen redovisar Af i sina tre senaste arbetsmarknadsrapporter (2015, 2016, 2017) skattningar av matchningseffektiviteten som bygger på Håkanson (2014), och dessa skattningar visar på en försämrad matchning. Af drar i arbetsmarknadsrapporterna slutsatsen
8 Arbetsförmedlingens årsredovisning (2016a), s. 55.
12 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 13
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
en del nackdelar. För granskningens vidkommande handlar den viktigaste att individsammansättningen svarar för en betydande del av försämringen i nackdelen om tolkningen av matchningsfunktionens förmåga att förklara (eller matchningseffektivitet. I sin årsredovisning för 2015 drar Af den här slutsatsen: snarare, inte förklara) tidsvariationer i jobbchansen. Det grundläggande problemet ”Orsaken till den försämrade matchningen är framför allt att är att varje avvikelse från ett långsiktigt skattat samband mellan antalet nya jobb sökandesammansättningen alltmer utgörs av personer som står långt från och antalet vakanser och arbetslösa har en tendens att tolkas i termer av minskad arbetsmarknaden.”8 Då data i granskningen sträcker sig till 2015 är denna slutsats matchningseffektivitet. Matchningseffektivitet definieras alltså som en residual, eller relevant att undersöka. den del av verkligheten som en modell inte kan förklara. Men anta t.ex. att vi
En läsvärd sammanfattning av forskningsläget kring effekterna av jämför två år, 2007 och 2015 som i denna granskning, och att vi noterar att antalet
arbetsmarknadspolitiken på matchningen finns i Forslund och Vikström (2011). anställningar per ledigt jobb givet ett visst antal arbetslösa är mycket lägre 2015 än
De konstaterar att det finns få studier på området. Några resultat är dock att 2007. Vilken slutsats ska dras av denna observation, givet att
programdeltagare på Af och personer med lönesubvention bidrar till matchningen matchningsfunktionen (”modellen”) är mycket enkel och matchningen
i mindre utsträckning än öppet arbetslösa. Vidare finns ett fåtal studier av (”verkligheten”) oerhört komplicerad? Det mest korrekta svaret, i ljuset av
kopplingen mellan matchning, arbetsmarknadspolitik och den geografiska diskussionen ovan, vore att jobbchansen har minskat även efter att vi har tagit
rörligheten. Dessa studier finner i huvudsak att arbetsmarknadspolitiska insatser hänsyn till det ändrade antalet vakanser och arbetslösa. I mycket av den befintliga
antingen minskar den geografiska rörligheten (och därmed försämrar litteraturen på området är svaret att matchningen har försämrats, men eftersom vi
matchningen), eller saknar effekt. vet att det finns mycket annat än vakanser och arbetslöshetstal som kan påverka är detta inte en helt korrekt beskrivning. Mer detaljer om matchningsfunktionen och om hur matchningseffektivitet brukar definieras finns i avsnitt 3.1. Matchningslitteraturen är mycket omfattande och en sammanfattning av den ryms inte inom granskningen. Nedan redogörs i stället för ett antal relevanta och närliggande empiriska studier som har studerat matchningseffektiviteten, med fokus på svenska förhållanden. När det gäller matchning generellt finns två informativa forskningsöversikter: Petrongolo och Pissarides (2001) och Elsby m.fl. (2015). Den svenska studie som ligger närmast granskningen är Håkanson (2014) som undersöker betydelsen av de arbetssökandes komposition för matchningseffektiviteten med hjälp av makrodata. Håkanson finner att förändringar i sammansättningen av arbetskraften spelar en viktig roll för den minskade matchningseffektiviteten i finanskrisens spår. En studie som ligger ännu närmare granskningen metodmässigt, men som använder data från USA, är Barnichon och Figura (2015) som undersöker betydelsen av kompositionsförändringar för USA med hjälp av individdata. Ingen tidigare studie nämner dock en specifik siffra för hur väl analyserna förklarar matchningsförsämringen. Matchningseffektiviteten skattas i Konjunkturinstitutet (2012), och resultaten visar att matchningen har försämrats direkt efter finanskrisen men att den sedan har förbättrats något. Slutligen redovisar Af i sina tre senaste arbetsmarknadsrapporter (2015, 2016, 2017) skattningar av matchningseffektiviteten som bygger på Håkanson (2014), och dessa skattningar visar på en försämrad matchning. Af drar i arbetsmarknadsrapporterna slutsatsen
8 Arbetsförmedlingens årsredovisning (2016a), s. 55.
12 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 13
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
I granskningen skattas matchningseffektiviteten som beskrevs ovan med hjälp av
3 Metod
ekvation (1) i bilaga 1. En tidsseriefigur över den skattade feltermen kan avslöja
om matchningseffektiviteten, såsom den brukar definieras, har förändrats över tid I detta avsnitt beskrivs de metoder som används i rapporten för att skatta hur och med hur mycket. En sådan figur visas i resultatavsnittet. matchningseffektiviteten har förändrats över tid, och hur dessa förändringar kan dekomponeras med avseende på t.ex. de arbetssökandes demografiska profil. För 3.2 Dekomponering av den minskade jobbchansen matematiska detaljer hänvisas till bilaga 1.
Det kan finnas en mängd olika förklaringar till att matchningseffektiviteten,
såsom den definierades i föregående avsnitt, ändras över tid. Nya jobb skapas 3.1 Matchningseffektiviteten mellan enskilda arbetsgivare och arbetssökande, och i grunden tyder eventuella
förändringar som vi observerar i makrodata på en systematisk förändring på Arbetsmarknaden utgörs av arbetssökande och arbetsgivare som möts och bildar
mikronivå. En uppenbar potentiell förklaring är att kompositionen av anställningar. Med matchning på arbetsmarknaden avses hur – och hur effektivt –
arbetssökande kan ha ändrats över tid, med t.ex. en ökning av andelen med nya anställningar (M) skapas givet ett visst antal arbetssökande (U) och vakanser
egenskaper som är kopplade till låg chans att få ett arbete. Eftersom (V). I befintliga studier av matchningsförsämringens koppling till de arbetslösas
kompositionen av arbetssökande inte ingår i den grundläggande sammansättning används en matchningsfunktion. Utgångspunkten är att betrakta
matchningsfunktionen skulle det leda till att den skattade antalet anställningar som en funktion av antalet arbetssökande och antalet
matchningseffektiviteten minskar över tid. Ett sätt att ta hänsyn till sådana vakanser. I granskningen används samma grundläggande funktionsform som i
9 förändringar är att lägga in makromått på andelen individer med låg jobbchans tidigare studier. I bilaga 1 beskrivs hur matchningsfunktionen kan användas för
direkt i ekvationen.10 att få ett mått på hur matchningen fungerar på makronivå. Nedan följer en enklare beskrivning. Jobbchansen på makronivå anger antalet nyskapade jobb i För att genomföra en nedbrytning av genomsnittsskillnader mellan olika förhållande till stocken av arbetslösa månaden innan. Allt annat lika innebär en individutfall är dock mikrodata att föredra.11 Om mikrodata saknas kan en högre matchningseffektivitet att fler jobb skapas. Stramheten är den enda makroanalys ge vissa insikter, men det är viktigt att känna till de potentiella förklaringsvariabeln i matchningsfunktionen. Den är definierad som antalet bristerna. Men man bör vara medveten om att en makrodekomponering generellt vakanser i förhållande till antalet arbetslösa, och en stramare arbetsmarknad inte kan ge ett tydligt svar på frågan ”Hur stor andel av den observerade innebär att det kan vara svårare för en arbetsgivare att fylla en vakans. jobbchansen mellan två datum beror på förändringar i de arbetslösas
individsammansättning?” Matchningseffektiviteten, dvs. hur väl matchningen fungerar, brukar i den befintliga litteraturen skattas som skillnaden mellan den jobbchans som prediceras av matchningsfunktionen och den verkliga jobbchansen. Denna definition innebär att matchningseffektiviteten skattas som en felterm (”residual”) som fångar allt som inte ingår i matchningsfunktionen (”modellen”). Eftersom endast antalet vakanser och arbetslösa ingår som förklaringsvariabler i grundmodellen är denna definition en aning problematisk. Över längre perioder förändras nämligen arbetsmarknaden i fler avseenden än bara antalet vakanser och arbetslösa, och att modellen inte fångar dessa behöver inte nödvändigtvis betyda att matchningen har försämrats. Det är bland annat därför som fokus på
10 Håkanson (2014) använder en makrospecifikation där andelen utsatta arbetssökande enligt Af:s senare tid har legat på hur individsammansättningen bland de arbetslösa har
definition läggs till i en ekvation mycket lik ekvation (1), och en liknande analys görs i ändrats över tid, och dess betydelse för matchningen.
Arbetsförmedlingen (2016b, s. 91). I Finanspolitiska rådet (2017, s. 27) fokuseras i stället på måtten
arbetslöshet och sysselsättningsgrad, och dessa justeras för ändringar i arbetskraftens
sammansättning.
11 Lämpliga metoder beskrivs i Fortin, Lemieux och Firpo (2011). 9 Håkansson (2014), Barnichon och Figura (2015), Arbetsförmedlingen (2015, 2016b).
14 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 15
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
I granskningen skattas matchningseffektiviteten som beskrevs ovan med hjälp av
3 Metod
ekvation (1) i bilaga 1. En tidsseriefigur över den skattade feltermen kan avslöja
om matchningseffektiviteten, såsom den brukar definieras, har förändrats över tid I detta avsnitt beskrivs de metoder som används i rapporten för att skatta hur och med hur mycket. En sådan figur visas i resultatavsnittet. matchningseffektiviteten har förändrats över tid, och hur dessa förändringar kan dekomponeras med avseende på t.ex. de arbetssökandes demografiska profil. För 3.2 Dekomponering av den minskade jobbchansen matematiska detaljer hänvisas till bilaga 1.
Det kan finnas en mängd olika förklaringar till att matchningseffektiviteten,
såsom den definierades i föregående avsnitt, ändras över tid. Nya jobb skapas 3.1 Matchningseffektiviteten mellan enskilda arbetsgivare och arbetssökande, och i grunden tyder eventuella
förändringar som vi observerar i makrodata på en systematisk förändring på Arbetsmarknaden utgörs av arbetssökande och arbetsgivare som möts och bildar
mikronivå. En uppenbar potentiell förklaring är att kompositionen av anställningar. Med matchning på arbetsmarknaden avses hur – och hur effektivt –
arbetssökande kan ha ändrats över tid, med t.ex. en ökning av andelen med nya anställningar (M) skapas givet ett visst antal arbetssökande (U) och vakanser
egenskaper som är kopplade till låg chans att få ett arbete. Eftersom (V). I befintliga studier av matchningsförsämringens koppling till de arbetslösas
kompositionen av arbetssökande inte ingår i den grundläggande sammansättning används en matchningsfunktion. Utgångspunkten är att betrakta
matchningsfunktionen skulle det leda till att den skattade antalet anställningar som en funktion av antalet arbetssökande och antalet
matchningseffektiviteten minskar över tid. Ett sätt att ta hänsyn till sådana vakanser. I granskningen används samma grundläggande funktionsform som i
9 förändringar är att lägga in makromått på andelen individer med låg jobbchans tidigare studier. I bilaga 1 beskrivs hur matchningsfunktionen kan användas för
direkt i ekvationen.10 att få ett mått på hur matchningen fungerar på makronivå. Nedan följer en enklare beskrivning. Jobbchansen på makronivå anger antalet nyskapade jobb i För att genomföra en nedbrytning av genomsnittsskillnader mellan olika förhållande till stocken av arbetslösa månaden innan. Allt annat lika innebär en individutfall är dock mikrodata att föredra.11 Om mikrodata saknas kan en högre matchningseffektivitet att fler jobb skapas. Stramheten är den enda makroanalys ge vissa insikter, men det är viktigt att känna till de potentiella förklaringsvariabeln i matchningsfunktionen. Den är definierad som antalet bristerna. Men man bör vara medveten om att en makrodekomponering generellt vakanser i förhållande till antalet arbetslösa, och en stramare arbetsmarknad inte kan ge ett tydligt svar på frågan ”Hur stor andel av den observerade innebär att det kan vara svårare för en arbetsgivare att fylla en vakans. jobbchansen mellan två datum beror på förändringar i de arbetslösas
individsammansättning?” Matchningseffektiviteten, dvs. hur väl matchningen fungerar, brukar i den befintliga litteraturen skattas som skillnaden mellan den jobbchans som prediceras av matchningsfunktionen och den verkliga jobbchansen. Denna definition innebär att matchningseffektiviteten skattas som en felterm (”residual”) som fångar allt som inte ingår i matchningsfunktionen (”modellen”). Eftersom endast antalet vakanser och arbetslösa ingår som förklaringsvariabler i grundmodellen är denna definition en aning problematisk. Över längre perioder förändras nämligen arbetsmarknaden i fler avseenden än bara antalet vakanser och arbetslösa, och att modellen inte fångar dessa behöver inte nödvändigtvis betyda att matchningen har försämrats. Det är bland annat därför som fokus på
10 Håkanson (2014) använder en makrospecifikation där andelen utsatta arbetssökande enligt Af:s senare tid har legat på hur individsammansättningen bland de arbetslösa har
definition läggs till i en ekvation mycket lik ekvation (1), och en liknande analys görs i ändrats över tid, och dess betydelse för matchningen.
Arbetsförmedlingen (2016b, s. 91). I Finanspolitiska rådet (2017, s. 27) fokuseras i stället på måtten
arbetslöshet och sysselsättningsgrad, och dessa justeras för ändringar i arbetskraftens
sammansättning.
11 Lämpliga metoder beskrivs i Fortin, Lemieux och Firpo (2011). 9 Håkansson (2014), Barnichon och Figura (2015), Arbetsförmedlingen (2015, 2016b).
14 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 15
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Tidigare studier använder följaktligen otydliga skrivningar om I granskningen används således en standardmetod för dekomponering av individsammansättningens betydelse för jobbchansminskningen, exempelvis:12 genomsnittskillnader mellan grupper (datum i detta fall). Metoden som används
kallas Oaxaca-Blinderdekomponering (OB-dekomponering) och har sedan början
• Sammansättningen kan förklara en hel del.
av 1970-talet använts för att förklara genomsnittskillnader i utfall (t.ex. lön) mellan
• Sammansättningen kan förklara en stor del.
två olika grupper (t.ex. män och kvinnor).14 De viktigaste fördelarna med metoden
• Orsaken till jobbchansminskningen är framför allt
jämfört med tidigare studier är att den är ändamålsenlig, dvs. den är konstruerad
sammansättningsförändringen.
för att dekomponera genomsnittsskillnader15, och att den bygger på färre
• Sammansättningen verkar ha bidragit till den försämrade jobbchansen.
funktionsformsantaganden16. Detta innebär precisare resultat än i tidigare studier
• Sammansättningsförändringen har lett till en minskad
och, som ska visas, att tidigare slutsatser om kompositionens betydelse delvis
matchningseffektivitet.
förkastas. I denna rapport är utfallsvariabeln jobbchansen, och grupperna utgörs
• Sammansättningen är sannolikt en bidragande orsak.
av arbetslösa inskrivna på Af vid två olika datum. Dekomponeringen beskrivs Det är naturligtvis möjligt att något tydligare, och framför allt sinsemellan nedan med ett minimum av matematisk notation, och detaljer finns i bilaga 1.17 samstämmiga, slutsatser kunde ha dragits av de befintliga makroanalyserna. Men makroanalysen i sig är inte ändamålsenlig. För det första finns ett antagande om Jobbchansen för en arbetslös individ mäter om individen övergår från arbetslöshet att jobbchansen (t.ex. för de som Af kallar utsatta grupper) är konstant över tid, en viss månad till arbete månaden efter. Jobbchansen antas bero på ett antal relativt t.ex. inrikes födda eller personer utan funktionshinderskod13. Som variabler vilka kan delas in i rena individegenskaper (såsom kön, utbildningsnivå, granskningens resultatdel visar är detta ett orimligt antagande för svensk födelseland) och det arbetsmarknadsläge som individen möter i sitt jobbsökande. arbetsmarknad. För det andra går det inte att kontrollera för övriga Vilka variabler som ingår i analysen beskrivs i dataavsnittet längre fram i individegenskaper när t.ex. jobbchansen med avseende på utbildningsnivån rapporten. OB innebär att genomsnittskillnaden mellan jobbchansen vid två olika studeras med hjälp av makrodata. Eftersom individsammansättningen inom tidpunkter (t.ex. tidpunkt t och s) delas in i följande komponenter: grupper också ändras över tid blir resultattolkningen svår. Anta t.ex. att andelen äldre inskrivna ökar samtidigt som andelen med högst grundskoleutbildning ökar. a) Skillnad i individegenskaper mellan dem som är arbetslösa vid t och Exemplet är realistiskt eftersom utbildningsnivån för äldre kohorter i genomsnitt motsvarande grupp vid s samt ändrat arbetsmarknadsläge. Dessa skillnader är lägre än för yngre. Anta samtidigt att vi observerar en minskning av uppenbarar sig i olika genomsnitt vid de två tidpunkterna och kommer i jobbchansen – förklaras denna minskning av ålder, utbildningsnivå eller båda? I följande resultatavsnitt benämnas komposition. Kompositionsförändringar verkligheten finns samvariation förklaringsvariablerna emellan, och mellan dem kan delas in i förändringar i individsammansättning och i stramhet och jobbchansen, och det är därför viktigt att ha en modell som tillåter detta. (arbetsmarknadsläge).
b) Förändringar över tid i hur individegenskaper värderas på arbetsmarknaden
(betecknas som ändrade parametrar i resultattabellerna längre fram). 12 Betydelsen av att vara högutbildad för jobbchansen kan t.ex. variera över tid.
I Arbetsförmedlingen (2016a, s. 55) står det: ”Orsaken till den försämrade matchningen är framför allt att sökandesammansättningen alltmer utgörs av personer som står långt från arbetsmarknaden.” I c) En helt oförklarad komponent, vilken ligger närmast definitionen av Arbetsförmedlingen (2017a, s. 50) är skrivningen något otydligare: ”Den förändrade matchningseffektivitet som har använts i tidigare studier. Denna del är sökandesammansättningen efter finanskrisen verkar ha bidragit till den försämrade jobbchansen.” Båda
oförklarad men den avser en väldefinierad grupp som betecknas som bygger på samma typ av makroanalys, vilken beskrivs och genomförs i arbetsmarknadsrapporterna
(Arbetsförmedlingen 2015, 2016b). Intressant nog är slutsatserna tydligare i jämförelsegrupp i granskningen. En definition av jämförelsegruppen redovisas
arbetsmarknadsrapporten från 2016 (s. 9, ”Skattningarna visar att den förändrade senare. sökandesammansättningen lett till en minskad matchningseffektivitet”) än i den från 2015 (s. 12, ”Den förändrade sökandesammansättningen, där de arbetssökande alltmer utgörs av grupper med en utsatt position på arbetsmarknaden, är sannolikt en bidragande orsak till detta”). Att slutsatserna från samma 14 analys tolkas så godtyckligt (dvs. tydligare slutsatser i årsredovisningen 2015 än 2016, och tvärtom i Se Oaxaca (1973) och Blinder (1973). En detaljerad beskrivning av metoden och de olika varianter motsvarande års arbetsmarknadsrapporter) illustrerar att makroanalysen inte kan ge precisa svar. I som har tillkommit på senare år finns i Fortin, Lemieux och Firpo (2011).
15 Jfr Håkansson (2014) som saknar mikrodata. Det innebär att det inte går att dra precisa slutsatser av
Håkansson (2014, s. 66) är slutsatserna att ”Resultaten tyder på att den stora ökningen av den utsatta gruppen kan förklara en stor del av nedgången i jobbchansen” (s. 65) och ”Resultatet indikerar därmed formen ”X % av matchningseffektiviteten förklaras av kompositionsförändringar”.
att sammansättningen kan förklara en hel del av nedgången i jobbchansen efter 2008 även i den längre 16 Jfr Barnichon och Figura (2015) som är tvungna att lägga på funktionsformsantaganden på grund av
urvalsperioden” (s. 66). sämre datatillgång. De uttalar sig inte heller precist när det gäller hur stor del av försämringen som 13 Med detta menas en person som av Af fått en elektronisk registrering av funktionsnedsättning som förklaras.
medför nedsatt arbetsförmåga. 17 För ännu fler detaljer hänvisas till Fortin, Lemieux och Firpo (2011).
16 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 17
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Tidigare studier använder följaktligen otydliga skrivningar om I granskningen används således en standardmetod för dekomponering av individsammansättningens betydelse för jobbchansminskningen, exempelvis:12 genomsnittskillnader mellan grupper (datum i detta fall). Metoden som används
kallas Oaxaca-Blinderdekomponering (OB-dekomponering) och har sedan början
• Sammansättningen kan förklara en hel del.
av 1970-talet använts för att förklara genomsnittskillnader i utfall (t.ex. lön) mellan
• Sammansättningen kan förklara en stor del.
två olika grupper (t.ex. män och kvinnor).14 De viktigaste fördelarna med metoden
• Orsaken till jobbchansminskningen är framför allt
jämfört med tidigare studier är att den är ändamålsenlig, dvs. den är konstruerad
sammansättningsförändringen.
för att dekomponera genomsnittsskillnader15, och att den bygger på färre
• Sammansättningen verkar ha bidragit till den försämrade jobbchansen.
funktionsformsantaganden16. Detta innebär precisare resultat än i tidigare studier
• Sammansättningsförändringen har lett till en minskad
och, som ska visas, att tidigare slutsatser om kompositionens betydelse delvis
matchningseffektivitet.
förkastas. I denna rapport är utfallsvariabeln jobbchansen, och grupperna utgörs
• Sammansättningen är sannolikt en bidragande orsak.
av arbetslösa inskrivna på Af vid två olika datum. Dekomponeringen beskrivs Det är naturligtvis möjligt att något tydligare, och framför allt sinsemellan nedan med ett minimum av matematisk notation, och detaljer finns i bilaga 1.17 samstämmiga, slutsatser kunde ha dragits av de befintliga makroanalyserna. Men makroanalysen i sig är inte ändamålsenlig. För det första finns ett antagande om Jobbchansen för en arbetslös individ mäter om individen övergår från arbetslöshet att jobbchansen (t.ex. för de som Af kallar utsatta grupper) är konstant över tid, en viss månad till arbete månaden efter. Jobbchansen antas bero på ett antal relativt t.ex. inrikes födda eller personer utan funktionshinderskod13. Som variabler vilka kan delas in i rena individegenskaper (såsom kön, utbildningsnivå, granskningens resultatdel visar är detta ett orimligt antagande för svensk födelseland) och det arbetsmarknadsläge som individen möter i sitt jobbsökande. arbetsmarknad. För det andra går det inte att kontrollera för övriga Vilka variabler som ingår i analysen beskrivs i dataavsnittet längre fram i individegenskaper när t.ex. jobbchansen med avseende på utbildningsnivån rapporten. OB innebär att genomsnittskillnaden mellan jobbchansen vid två olika studeras med hjälp av makrodata. Eftersom individsammansättningen inom tidpunkter (t.ex. tidpunkt t och s) delas in i följande komponenter: grupper också ändras över tid blir resultattolkningen svår. Anta t.ex. att andelen äldre inskrivna ökar samtidigt som andelen med högst grundskoleutbildning ökar. a) Skillnad i individegenskaper mellan dem som är arbetslösa vid t och Exemplet är realistiskt eftersom utbildningsnivån för äldre kohorter i genomsnitt motsvarande grupp vid s samt ändrat arbetsmarknadsläge. Dessa skillnader är lägre än för yngre. Anta samtidigt att vi observerar en minskning av uppenbarar sig i olika genomsnitt vid de två tidpunkterna och kommer i jobbchansen – förklaras denna minskning av ålder, utbildningsnivå eller båda? I följande resultatavsnitt benämnas komposition. Kompositionsförändringar verkligheten finns samvariation förklaringsvariablerna emellan, och mellan dem kan delas in i förändringar i individsammansättning och i stramhet och jobbchansen, och det är därför viktigt att ha en modell som tillåter detta. (arbetsmarknadsläge).
b) Förändringar över tid i hur individegenskaper värderas på arbetsmarknaden
(betecknas som ändrade parametrar i resultattabellerna längre fram). 12 Betydelsen av att vara högutbildad för jobbchansen kan t.ex. variera över tid.
I Arbetsförmedlingen (2016a, s. 55) står det: ”Orsaken till den försämrade matchningen är framför allt att sökandesammansättningen alltmer utgörs av personer som står långt från arbetsmarknaden.” I c) En helt oförklarad komponent, vilken ligger närmast definitionen av Arbetsförmedlingen (2017a, s. 50) är skrivningen något otydligare: ”Den förändrade matchningseffektivitet som har använts i tidigare studier. Denna del är sökandesammansättningen efter finanskrisen verkar ha bidragit till den försämrade jobbchansen.” Båda
oförklarad men den avser en väldefinierad grupp som betecknas som bygger på samma typ av makroanalys, vilken beskrivs och genomförs i arbetsmarknadsrapporterna
(Arbetsförmedlingen 2015, 2016b). Intressant nog är slutsatserna tydligare i jämförelsegrupp i granskningen. En definition av jämförelsegruppen redovisas
arbetsmarknadsrapporten från 2016 (s. 9, ”Skattningarna visar att den förändrade senare. sökandesammansättningen lett till en minskad matchningseffektivitet”) än i den från 2015 (s. 12, ”Den förändrade sökandesammansättningen, där de arbetssökande alltmer utgörs av grupper med en utsatt position på arbetsmarknaden, är sannolikt en bidragande orsak till detta”). Att slutsatserna från samma 14 analys tolkas så godtyckligt (dvs. tydligare slutsatser i årsredovisningen 2015 än 2016, och tvärtom i Se Oaxaca (1973) och Blinder (1973). En detaljerad beskrivning av metoden och de olika varianter motsvarande års arbetsmarknadsrapporter) illustrerar att makroanalysen inte kan ge precisa svar. I som har tillkommit på senare år finns i Fortin, Lemieux och Firpo (2011).
15 Jfr Håkansson (2014) som saknar mikrodata. Det innebär att det inte går att dra precisa slutsatser av
Håkansson (2014, s. 66) är slutsatserna att ”Resultaten tyder på att den stora ökningen av den utsatta gruppen kan förklara en stor del av nedgången i jobbchansen” (s. 65) och ”Resultatet indikerar därmed formen ”X % av matchningseffektiviteten förklaras av kompositionsförändringar”.
att sammansättningen kan förklara en hel del av nedgången i jobbchansen efter 2008 även i den längre 16 Jfr Barnichon och Figura (2015) som är tvungna att lägga på funktionsformsantaganden på grund av
urvalsperioden” (s. 66). sämre datatillgång. De uttalar sig inte heller precist när det gäller hur stor del av försämringen som 13 Med detta menas en person som av Af fått en elektronisk registrering av funktionsnedsättning som förklaras.
medför nedsatt arbetsförmåga. 17 För ännu fler detaljer hänvisas till Fortin, Lemieux och Firpo (2011).
16 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 17
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
I resultatavsnittet redovisas hur stor andel i procent av den försämrade
4 Data
jobbchansen som kan förklaras av a, b och c. Betydelsen av skillnader i individegenskaper har berörts i tidigare studier med svenska makrodata18 och mikrodata från USA men med annan metod19. Tidigare svenska studier har helt
Analysen görs med hjälp av registerdata från Af och SCB för perioden 31 bortsett från att individegenskaper kan värderas olika på arbetsmarknaden vid december 1991–15 oktober 2015. Data från Af finns tillgängliga även för 2016 men olika tidpunkter20. Som det kommer att framgå av resultatavsnittet finns för
SCB-data sträcker sig endast till 2015. Perioden slutar i oktober i stället för i svenska förhållanden stora tidsvariationer i de skattade modellparametrarna (dvs.
december 2015 på grund av hur jobbchansen definieras, vilket beskrivs längre ner punkt b ovan).
i detta avsnitt. I analyserna används månadsdata över lediga platser och
arbetssökande från Af och individspecifika karaktäristika från SCB som mäts på
3.3¶Löneregressioner med individ- och arbetsställespecifik
årsbasis. Data över lediga jobb och vakanser från SCB används i en
komponent känslighetsanalys. Rapporten innehåller dels en redovisning av månadsvisa
För att testa hur robust OB-dekomponeringen är för icke-observerad heterogenitet skattningar av jobbchansen som funktion av individegenskaper och stramhet, dels på individnivå inkluderas tidigare skattade individfixa effekter OB-dekomponeringar av den ändrade jobbchansen mellan två enskilda datum. (”individkomponent”) i dekomponeringen. Skattning av individkomponenten Variablerna beskrivs under egna rubriker nedan. bygger på specifikationen i Abowd, Kramarz och Margolis (1999) och detaljer kring metoden finns i bilaga 1. 4.1 Arbetslösa jobbsökande
Det grundläggande individurvalet utgörs av inskrivna på Af som vid respektive
månads slut klassas som arbetslösa enligt Af:s definitioner.21
4.2¶Jobbchansen
Jobbchansen på individnivå definieras med hjälp av variabeln 𝑌𝑌𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖𝑡𝑡𝑡𝑡 som har värdet
ett om individen övergår från arbetslöshet månad t till arbete månad t+1, och
värdet noll annars. Likt i tidigare studier22 definieras arbete som ett
osubventionerat jobb, antingen för personer som är fortsatt inskrivna på Af eller
personer som inte längre är inskrivna.23 I en känslighetsanalys genomför vi
skattningar där även subventionerade anställningar ingår i jobbchansmåttet.
Det är sedan tidigare känt att avaktualiseringskod 6 (”Af har förlorat kontakten
med den arbetssökande”) i många fall kan innebära att personen har fått arbete.24
21 Se Definitioner och förklaringar för Arbetsförmedlingens statistik, hämtad 2017-09-27,
https://www.arbetsformedlingen.se/Om-oss/Statistik-och-publikationer/Statistik/Forklaring-av-
statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. Grupperna som ingår i begreppet arbetslösa är öppet 18 Håkansson (2014) och Arbetsförmedlingen (2015, 2017a, 2016b). arbetslösa (sökandekategori 11–13 och 95–98) samt arbetslösa med aktivitetsstöd (sökandekategori 19 46, 52, 54–56, 59–67, 69–76, 79–83, 85, 87–89). Barnichon och Figura (2015). 22 20 T.ex. Arbetsförmedlingen (2015, 2016a, 2016b, 2017a), Håkansson (2014) och Konjunkturinstitutet Se Håkansson (2014) och Arbetsförmedlingen (2015, 2016b, 2017a). Barnichon och Figura (2015)
(2012).
använder mikrodata, men för att deras metod ska fungera antas, något förenklat, att 𝛽𝛽𝛽𝛽𝑡𝑡𝑡𝑡 = 𝛽𝛽𝛽𝛽𝑠𝑠𝑠𝑠 (se 23
Mer specifikt innebär sökandekategorierna 21, 22, 31 och 41 osubventionerat arbete för fortsatt
bilaga 1). Barnichon och Figura (2015) genomför ett test som visar att parametrarna är konstanta
inskrivna. Vidare innebär avaktualiseringskoderna 1, 2 och 3 att personen inte längre är inskriven på
över tid, men eftersom arbetslöshetsduration inkluderas som förklarande variabel är det inte helt klart hur resultaten ska tolkas. Att förklara nuvarande arbetslöshet med arbetslöshetsduration är en Af och har fått ett osubventionerat arbete.
24 Se Bring och Carling (1998) och Nilsson (2010). svårtolkad och en aning tautologisk specifikation. Arbetslöshetsduration är med andra ord en utfallsvariabel (precis som jobbchansen), snarare än en individegenskap.
18 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 19
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
I resultatavsnittet redovisas hur stor andel i procent av den försämrade
4 Data
jobbchansen som kan förklaras av a, b och c. Betydelsen av skillnader i individegenskaper har berörts i tidigare studier med svenska makrodata18 och mikrodata från USA men med annan metod19. Tidigare svenska studier har helt
Analysen görs med hjälp av registerdata från Af och SCB för perioden 31 bortsett från att individegenskaper kan värderas olika på arbetsmarknaden vid december 1991–15 oktober 2015. Data från Af finns tillgängliga även för 2016 men olika tidpunkter20. Som det kommer att framgå av resultatavsnittet finns för
SCB-data sträcker sig endast till 2015. Perioden slutar i oktober i stället för i svenska förhållanden stora tidsvariationer i de skattade modellparametrarna (dvs.
december 2015 på grund av hur jobbchansen definieras, vilket beskrivs längre ner punkt b ovan).
i detta avsnitt. I analyserna används månadsdata över lediga platser och
arbetssökande från Af och individspecifika karaktäristika från SCB som mäts på
3.3¶Löneregressioner med individ- och arbetsställespecifik
årsbasis. Data över lediga jobb och vakanser från SCB används i en
komponent känslighetsanalys. Rapporten innehåller dels en redovisning av månadsvisa
För att testa hur robust OB-dekomponeringen är för icke-observerad heterogenitet skattningar av jobbchansen som funktion av individegenskaper och stramhet, dels på individnivå inkluderas tidigare skattade individfixa effekter OB-dekomponeringar av den ändrade jobbchansen mellan två enskilda datum. (”individkomponent”) i dekomponeringen. Skattning av individkomponenten Variablerna beskrivs under egna rubriker nedan. bygger på specifikationen i Abowd, Kramarz och Margolis (1999) och detaljer kring metoden finns i bilaga 1. 4.1 Arbetslösa jobbsökande
Det grundläggande individurvalet utgörs av inskrivna på Af som vid respektive
månads slut klassas som arbetslösa enligt Af:s definitioner.21
4.2¶Jobbchansen
Jobbchansen på individnivå definieras med hjälp av variabeln 𝑌𝑌𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖𝑡𝑡𝑡𝑡 som har värdet
ett om individen övergår från arbetslöshet månad t till arbete månad t+1, och
värdet noll annars. Likt i tidigare studier22 definieras arbete som ett
osubventionerat jobb, antingen för personer som är fortsatt inskrivna på Af eller
personer som inte längre är inskrivna.23 I en känslighetsanalys genomför vi
skattningar där även subventionerade anställningar ingår i jobbchansmåttet.
Det är sedan tidigare känt att avaktualiseringskod 6 (”Af har förlorat kontakten
med den arbetssökande”) i många fall kan innebära att personen har fått arbete.24
21 Se Definitioner och förklaringar för Arbetsförmedlingens statistik, hämtad 2017-09-27,
https://www.arbetsformedlingen.se/Om-oss/Statistik-och-publikationer/Statistik/Forklaring-av-
statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. Grupperna som ingår i begreppet arbetslösa är öppet 18 Håkansson (2014) och Arbetsförmedlingen (2015, 2017a, 2016b). arbetslösa (sökandekategori 11–13 och 95–98) samt arbetslösa med aktivitetsstöd (sökandekategori 19 46, 52, 54–56, 59–67, 69–76, 79–83, 85, 87–89). Barnichon och Figura (2015). 22 20 T.ex. Arbetsförmedlingen (2015, 2016a, 2016b, 2017a), Håkansson (2014) och Konjunkturinstitutet
Se Håkansson (2014) och Arbetsförmedlingen (2015, 2016b, 2017a). Barnichon och Figura (2015)
(2012). använder mikrodata, men för att deras metod ska fungera antas, något förenklat, att 𝛽𝛽𝛽𝛽𝑡𝑡𝑡𝑡 = 𝛽𝛽𝛽𝛽𝑠𝑠𝑠𝑠 (se 23
Mer specifikt innebär sökandekategorierna 21, 22, 31 och 41 osubventionerat arbete för fortsatt bilaga 1). Barnichon och Figura (2015) genomför ett test som visar att parametrarna är konstanta
inskrivna. Vidare innebär avaktualiseringskoderna 1, 2 och 3 att personen inte längre är inskriven på över tid, men eftersom arbetslöshetsduration inkluderas som förklarande variabel är det inte helt klart hur resultaten ska tolkas. Att förklara nuvarande arbetslöshet med arbetslöshetsduration är en Af och har fått ett osubventionerat arbete.
24 Se Bring och Carling (1998) och Nilsson (2010). svårtolkad och en aning tautologisk specifikation. Arbetslöshetsduration är med andra ord en utfallsvariabel (precis som jobbchansen), snarare än en individegenskap.
18 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 19
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
För att även räkna in sådana fall i jobbmåttet görs en sökning i de jobbsökande i länet vid månadens slut). Individens bostadslän hämtas från kontrolluppgifter som arbetsgivare lämnar till SCB på individnivå. Om en person SCB:s register, och län för de lediga jobben hämtas från Af:s register. har lämnat Af månad t med avaktualiseringsorsak 6 görs en sökning i • Yrke: Det yrke inom vilket individen söker jobb hämtas från Af:s register, kontrolluppgifterna månad t, t+1 och t+2. Om den inrapporterade inkomsten och detsamma gäller yrken för de kvarstående lediga platserna vid månadens (omräknad till årsinkomst) under någon av dessa tre månader överstiger halva slut. Den första positionen i yrkeskoden används (SSYK-nomenklatur), och medianårsinkomsten för samma år bedöms personen ha fått ett arbete.25 Andelen eftersom kodnomenklaturen ändras under perioden används följande regler:
− 1991–2011: Använd SSYK 1996. arbetslösa med okänd avaktualiseringsorsak som bedöms ha fått arbete enligt
− 2012: Använd i första hand SSYK 2012 och i andra hand SSYK 1996. proceduren ovan är betydande; som framgår av diagram 17 i bilaga 3 har andelen
− 2013–2016: Använd SSYK 2012. pendlat mellan drygt 20 och drygt 40 procent mellan 1991 och 2015.
Koderna redovisas i tabell 1.
Tabell 1 Yrkeskoder
4.3¶Individegenskaper
De flesta individegenskaper hämtas från SCB26 (årstabellerna LISA och tabellen Kod SSYK 1996 SSYK 2012 med grunduppgifter). Funktionshinderskodningen och variabler relaterade till 1 Chefsyrken Ledningsarbete yrke och lediga platser kommer från Af:s data. Följande variabler används:
2 Yrken med krav på fördjupad Arbete som kräver teoretisk
• Kön: Kvinna 1/0. högskolekompetens specialistkompetens
• Ålder: Bygger på födelseår. 3 Yrken med krav på Arbete som kräver kortare
• Födelseland: Grupperingen bygger på en kombination av födelseland och högskolekompetens eller högskoleutbildning
världsregion. För individer som är födda i något av de tio mest motsvarande
representerade födelseländerna i Af:s register (inklusive Sverige) används 4 Yrken inom administration och Kontors- och kundservicearbete
kategoriska variabler för födelseland. För övriga individer används regioner kundtjänst
enligt FN:s regionindelning av världen.27 För att få jämförbarhet över tid
5 Service-, omsorgs- och Service-, omsorgs- och försäljningsarbete
läggs ett antal länder ihop: försäljningsyrken
− Före detta Jugoslavien: Jugoslavien; Bosnien-Hercegovina; Kroatien;
6 Yrken inom lantbruk, trädgård, Arbete inom jordbruk, trädgård,
Serbien och Montenegro; Serbien; Makedonien; Kosovo; Slovenien;
skogsbruk och fiske skogsbruk och fiske
Montenegro.
− Före detta Tjeckoslovakien: Tjeckien; Slovakien; Tjeckoslovakien. 7 Yrken inom byggverksamhet och Hantverksarbete inom byggverksamhet
tillverkning och tillverkning
− Etiopien och Eritrea: Delades 1993.
• Antal år i Sverige för utrikes födda: Bygger på variabeln senaste år för 8 Yrken inom maskinell tillverkning och Process- och maskinoperatörsarbete,
invandring. Variabeln har värdet noll för inrikes födda.28 transport m.m. transportarbete m.m.
• Tidigare sjukfrånvaro: Bygger på variabeln sjukPP (sjukpenning i kronor) och
9 Yrken med krav på kortare utbildning Arbete utan krav på särskild
mäts året innan. eller introduktion yrkesutbildning
• Funktionshinderskod: 1/0, hämtas från Af:s register.
0 Militära yrken Militärt arbete
• Stramhet på länsnivå: Kommer från Af:s data och definieras som (antalet
kvarstående lediga platser i länet vid månadens slut) / (antalet arbetslösa
25 Att jämföra en persons inkomst med halva medianinkomsten används som mått på ett ”riktigt
arbete” i Åslund, Forslund och Liljeberg (2017). 26 Data från Af innehåller också uppgifter om individkaraktäristika, men vi har valt att använda SCB:s
statistik eftersom den bedöms som mer tillförlitlig. 27 Källa: United Nations, hämtad 2017-09-29, https://unstats.un.org/unsd/methodology/m49/. 28 Konstruktionen liknar den som används i Eliasson (2014) och tolkningen diskuteras i Borjas (1999).
20 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 21
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
För att även räkna in sådana fall i jobbmåttet görs en sökning i de jobbsökande i länet vid månadens slut). Individens bostadslän hämtas från kontrolluppgifter som arbetsgivare lämnar till SCB på individnivå. Om en person SCB:s register, och län för de lediga jobben hämtas från Af:s register. har lämnat Af månad t med avaktualiseringsorsak 6 görs en sökning i • Yrke: Det yrke inom vilket individen söker jobb hämtas från Af:s register, kontrolluppgifterna månad t, t+1 och t+2. Om den inrapporterade inkomsten och detsamma gäller yrken för de kvarstående lediga platserna vid månadens (omräknad till årsinkomst) under någon av dessa tre månader överstiger halva slut. Den första positionen i yrkeskoden används (SSYK-nomenklatur), och medianårsinkomsten för samma år bedöms personen ha fått ett arbete.25 Andelen eftersom kodnomenklaturen ändras under perioden används följande regler:
− 1991–2011: Använd SSYK 1996. arbetslösa med okänd avaktualiseringsorsak som bedöms ha fått arbete enligt
− 2012: Använd i första hand SSYK 2012 och i andra hand SSYK 1996. proceduren ovan är betydande; som framgår av diagram 17 i bilaga 3 har andelen
− 2013–2016: Använd SSYK 2012. pendlat mellan drygt 20 och drygt 40 procent mellan 1991 och 2015.
Koderna redovisas i tabell 1.
Tabell 1 Yrkeskoder
4.3¶Individegenskaper
De flesta individegenskaper hämtas från SCB26 (årstabellerna LISA och tabellen Kod SSYK 1996 SSYK 2012 med grunduppgifter). Funktionshinderskodningen och variabler relaterade till 1 Chefsyrken Ledningsarbete yrke och lediga platser kommer från Af:s data. Följande variabler används:
2 Yrken med krav på fördjupad Arbete som kräver teoretisk
• Kön: Kvinna 1/0. högskolekompetens specialistkompetens
• Ålder: Bygger på födelseår. 3 Yrken med krav på Arbete som kräver kortare
• Födelseland: Grupperingen bygger på en kombination av födelseland och högskolekompetens eller högskoleutbildning
världsregion. För individer som är födda i något av de tio mest motsvarande
representerade födelseländerna i Af:s register (inklusive Sverige) används 4 Yrken inom administration och Kontors- och kundservicearbete
kategoriska variabler för födelseland. För övriga individer används regioner kundtjänst
enligt FN:s regionindelning av världen.27 För att få jämförbarhet över tid
5 Service-, omsorgs- och Service-, omsorgs- och försäljningsarbete
läggs ett antal länder ihop: försäljningsyrken
− Före detta Jugoslavien: Jugoslavien; Bosnien-Hercegovina; Kroatien;
6 Yrken inom lantbruk, trädgård, Arbete inom jordbruk, trädgård,
Serbien och Montenegro; Serbien; Makedonien; Kosovo; Slovenien;
skogsbruk och fiske skogsbruk och fiske
Montenegro.
− Före detta Tjeckoslovakien: Tjeckien; Slovakien; Tjeckoslovakien. 7 Yrken inom byggverksamhet och Hantverksarbete inom byggverksamhet
tillverkning och tillverkning
− Etiopien och Eritrea: Delades 1993.
• Antal år i Sverige för utrikes födda: Bygger på variabeln senaste år för 8 Yrken inom maskinell tillverkning och Process- och maskinoperatörsarbete,
invandring. Variabeln har värdet noll för inrikes födda.28 transport m.m. transportarbete m.m.
• Tidigare sjukfrånvaro: Bygger på variabeln sjukPP (sjukpenning i kronor) och
9 Yrken med krav på kortare utbildning Arbete utan krav på särskild
mäts året innan. eller introduktion yrkesutbildning
• Funktionshinderskod: 1/0, hämtas från Af:s register.
0 Militära yrken Militärt arbete
• Stramhet på länsnivå: Kommer från Af:s data och definieras som (antalet
kvarstående lediga platser i länet vid månadens slut) / (antalet arbetslösa
25 Att jämföra en persons inkomst med halva medianinkomsten används som mått på ett ”riktigt
arbete” i Åslund, Forslund och Liljeberg (2017). 26 Data från Af innehåller också uppgifter om individkaraktäristika, men vi har valt att använda SCB:s
statistik eftersom den bedöms som mer tillförlitlig. 27 Källa: United Nations, hämtad 2017-09-29, https://unstats.un.org/unsd/methodology/m49/. 28 Konstruktionen liknar den som används i Eliasson (2014) och tolkningen diskuteras i Borjas (1999).
20 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 21
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
4.4¶Lediga jobb 4.5 Data för löneregressioner med individ- och
Lediga jobb hämtas från Af:s register och avser antalet kvarstående lediga jobb vid arbetsställekomponent
månadsslutet.29 Samma data används i Af:s egna analyser av sammansättningens
Anställningsepisoder hämtas från SCB:s JOBB-register med kontrolluppgifter på betydelse för matchningsförsämringen, men Af anger att det finns brister i
individ, år, arbetsställenummer, start- och slutmånad för anställning och utbetalad datakvaliteten.30 För att undersöka om dessa påverkar resultaten i denna rapport
lön. Endast anställda (yrkeskategori 2) används, och lönemåttet omräknas till används därför data från SCB i en känslighetsanalys. Dessa data bygger på
årsbasis. De variabler som ingår i regressionerna är ett tredjegradspolynom i variablerna lediga jobb respektive vakanser från urvalsundersökningen
individens ålder, dummyvariabel för kalenderår och en kategorisk variabel för Konjunkturstatistik över vakanser (KV)31. Fördelen med att använda lediga jobb
bostadslän. från KV i stället för Af är att KV-statistiken generellt håller högre kvalitet än Af:s. Det finns dock ett antal nackdelar förknippade med att använda KV-data i
4.6¶Makrodata
granskningen. För det första finns dålig överensstämmelse mellan lediga jobb från KV och Af32. Inskrivna arbetslösa på Af kan naturligtvis även söka jobb som De makrodata som används för skattning av Beveridgekurvan och inte finns i Af:s register, vilket säkerligen förekommer i betydande utsträckning. matchningsfunktionen bygger på aggregerade mikrodata som redan har beskrivits Ett rimligt antagande är dock ändå att de flesta sökande och Af:s handläggare har ovan. Makrotidsserierna säsongsrensas med X12-metoden. bra information om lediga jobb som anmäls till Af, men saknar fullgod information om de jobb som finns med i KV:s men inte i Af:s statistik. Därför är Af-måttet med alla sina brister mer relevant för studien. Att använda samma vakansdata underlättar även jämförelse med Af:s analyser. För det andra är KVmåttet vakanser (”antal lediga jobb som är obemannade”) det mått som ligger närmast Af:s kvarstående platser, men vakansdata från KV finns bara för näringslivet och inte för offentlig sektor. I känslighetsanalysen i rapporten används därför både vakanser och lediga jobb från SCB. För det tredje är de vikter som SCB använder för att skapa mått på antal jobb och vakanser utifrån urvalsdata inte tänkta att användas på samma nivåer som i granskningen: i KV-statistiken finns vikter som kan användas för att räkna upp värdena från urvalsundersökningen till en skattning av antalet lediga jobb på kvartals- och branschnivå. I granskningen används i stället lediga jobb på månads- och länsnivå. Felen bedöms vara större för de mindre länen. När det gäller månads- respektive kvartal görs analyser i granskningen med avseende på båda indelningarna för att bedöma om det påverkar resultaten.
29 I begreppet ingår kvarstående lediga platser med ordertyp 01, 02, 04 eller 13 och varaktighetskod 1,
2, 3 eller 7. Se Arbetsförmedlingen, hämtad 2017-09-30, https://www.arbetsformedlingen.se/Om-
oss/Statistik-och-publikationer/Statistik/Forklaring-av-statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. 30 Se Arbetsförmedlingen (2015, 2016b). 31 Se beskrivning av statistiken på SCB, hämtad 2017-10-27, https://www.scb.se/hitta-statistik/statistik-
efter-amne/arbetsmarknad/vakanser-och-arbetsloshet/konjunkturstatistik-over-vakanser-kv/. 32 Se Harbo Hansen (2016).
22 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 23
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
4.4¶Lediga jobb 4.5 Data för löneregressioner med individ- och
Lediga jobb hämtas från Af:s register och avser antalet kvarstående lediga jobb vid arbetsställekomponent
månadsslutet.29 Samma data används i Af:s egna analyser av sammansättningens
Anställningsepisoder hämtas från SCB:s JOBB-register med kontrolluppgifter på betydelse för matchningsförsämringen, men Af anger att det finns brister i
individ, år, arbetsställenummer, start- och slutmånad för anställning och utbetalad datakvaliteten.30 För att undersöka om dessa påverkar resultaten i denna rapport
lön. Endast anställda (yrkeskategori 2) används, och lönemåttet omräknas till används därför data från SCB i en känslighetsanalys. Dessa data bygger på
årsbasis. De variabler som ingår i regressionerna är ett tredjegradspolynom i variablerna lediga jobb respektive vakanser från urvalsundersökningen
individens ålder, dummyvariabel för kalenderår och en kategorisk variabel för Konjunkturstatistik över vakanser (KV)31. Fördelen med att använda lediga jobb
bostadslän. från KV i stället för Af är att KV-statistiken generellt håller högre kvalitet än Af:s. Det finns dock ett antal nackdelar förknippade med att använda KV-data i
4.6¶Makrodata
granskningen. För det första finns dålig överensstämmelse mellan lediga jobb från KV och Af32. Inskrivna arbetslösa på Af kan naturligtvis även söka jobb som De makrodata som används för skattning av Beveridgekurvan och inte finns i Af:s register, vilket säkerligen förekommer i betydande utsträckning. matchningsfunktionen bygger på aggregerade mikrodata som redan har beskrivits Ett rimligt antagande är dock ändå att de flesta sökande och Af:s handläggare har ovan. Makrotidsserierna säsongsrensas med X12-metoden. bra information om lediga jobb som anmäls till Af, men saknar fullgod information om de jobb som finns med i KV:s men inte i Af:s statistik. Därför är Af-måttet med alla sina brister mer relevant för studien. Att använda samma vakansdata underlättar även jämförelse med Af:s analyser. För det andra är KVmåttet vakanser (”antal lediga jobb som är obemannade”) det mått som ligger närmast Af:s kvarstående platser, men vakansdata från KV finns bara för näringslivet och inte för offentlig sektor. I känslighetsanalysen i rapporten används därför både vakanser och lediga jobb från SCB. För det tredje är de vikter som SCB använder för att skapa mått på antal jobb och vakanser utifrån urvalsdata inte tänkta att användas på samma nivåer som i granskningen: i KV-statistiken finns vikter som kan användas för att räkna upp värdena från urvalsundersökningen till en skattning av antalet lediga jobb på kvartals- och branschnivå. I granskningen används i stället lediga jobb på månads- och länsnivå. Felen bedöms vara större för de mindre länen. När det gäller månads- respektive kvartal görs analyser i granskningen med avseende på båda indelningarna för att bedöma om det påverkar resultaten.
29 I begreppet ingår kvarstående lediga platser med ordertyp 01, 02, 04 eller 13 och varaktighetskod 1,
2, 3 eller 7. Se Arbetsförmedlingen, hämtad 2017-09-30, https://www.arbetsformedlingen.se/Om-
oss/Statistik-och-publikationer/Statistik/Forklaring-av-statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. 30 Se Arbetsförmedlingen (2015, 2016b). 31 Se beskrivning av statistiken på SCB, hämtad 2017-10-27, https://www.scb.se/hitta-statistik/statistik-
efter-amne/arbetsmarknad/vakanser-och-arbetsloshet/konjunkturstatistik-over-vakanser-kv/. 32 Se Harbo Hansen (2016).
22 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 23
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 1 Matchningsförsämringen på makronivå
5 Resultat
Matchningseffektivitet
0,4 Detta avsnitt börjar med en kort redogörelse för hur matchningen har utvecklats på makronivå. Den efterföljande huvudanalysen genomförs med hjälp av 0,2 individdata. En beskrivning av arbetslösa inskrivna vid Af för perioden december 1991 till oktober 2015 följs av resultaten från OB-dekomponeringen av jobbchansen. 0,0
5.1¶Matchningsfunktionen skattad med makrodata −0,2
Diagram 1 visar en skattad matchningseffektivitet från matchningsfunktionen i ekvation (1) i bilaga 1. Här syns en tydlig nedgång i matchningseffektiviteten, och −0,4 nedgången är betydligt kraftigare efter finanskrisen än under någon tidigare period. När elasticiteten från ekvation (1) skattas för hela perioden, som i diagram 1, är skattningen 0,11 (se tabell 6 i bilaga 2) vilket är lägre än i tidigare studier. För −0,6
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 att undersöka hur skattningen påverkas av skattningsperioden har samma specifikation använts på data före finanskrisen, och den skattade elasticiteten blir Ojusterad residual 12−månaders glidande medelvärde då 0,22 vilket är närmare tidigare skattningar. Förklaringsgraden för regressionen
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. går också upp från 22 till 85 procent (tabell 6 i bilaga 2). Detta tyder sammantaget på att matchningsfunktionen på makronivå fungerar bättre som en empirisk
5.2¶Arbetslösa inskrivna vid Arbetsförmedlingen 1991–2015
förenkling av den svenska arbetsmarknaden före finanskrisen jämfört med efter. Det illustrerar också att antalet vakanser inte räcker som förklaring av Detta delavsnitt tjänar två syften: dels ger det en detaljerad beskrivning av de jobbchansförändringen över tid. För att ytterligare illustrera svårigheten med inskrivna vid Af över en lång period och dels fungerar det som en ingång för att makrospecifikationen visas i diagram 15 i bilaga 3 tidsserier över de variabler som lättare förstå studiens huvudanalys. OB-metoden som används för dekomponering ingår i matchningsfunktionen. Utvecklingen efter 2010 visar i det närmaste av jobbchansförsämringen har två utgångspunkter: de arbetslösas obefintlig korrelation mellan variablerna. sammansättning i termer av individegenskaper kan ändras över tid, och dessutom
kan betydelsen av dessa individegenskaper förändras. Följaktligen redovisas båda Slutligen innehåller diagram 16 i bilaga 3 en skattad residual utifrån
dessa förändringar nedan. För att få överskådlighet visas resultaten i elasticitetsskattningen på data före finanskrisen. Här har matchningseffektiviteten
tidsseriediagram som bygger på månadsdata (december 1991 till oktober 2015). varierat betydligt mindre före finanskrisen jämfört med diagram 1, men har fallit
Eftersom det finns ett starkt säsongsberoende i samtliga tidsserier används X12ungefär lika mycket efter finanskrisen i båda diagrammen.
metoden för säsongsrensning, och för att lättare se trender visas 12-månaders
glidande medelvärden av säsongsrensade data.
5.2.1¶Individegenskaper och lediga jobb inom olika yrken
Andelen inskrivna arbetslösa med grundskola, gymnasium och högskola som
högsta utbildning visas i diagram 2. Den tydligaste trenden över tid är att andelen
med högskoleutbildning har ökat stadigt sedan början på 1990-talet. Detta
avspeglar den allt högre utbildningsnivån i befolkningen i stort, men det finns
även tillfälliga variationer. Exempelvis ökade andelen högskoleutbildade under
perioden direkt efter IT-kraschen år 2000, vilket rimligen hänger ihop med att IT-
kraschen främst drabbade akademiker. Andelen med gymnasieutbildning har
24 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 25
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 1 Matchningsförsämringen på makronivå
5 Resultat
Matchningseffektivitet
0,4 Detta avsnitt börjar med en kort redogörelse för hur matchningen har utvecklats på makronivå. Den efterföljande huvudanalysen genomförs med hjälp av 0,2 individdata. En beskrivning av arbetslösa inskrivna vid Af för perioden december 1991 till oktober 2015 följs av resultaten från OB-dekomponeringen av jobbchansen. 0,0
5.1¶Matchningsfunktionen skattad med makrodata −0,2
Diagram 1 visar en skattad matchningseffektivitet från matchningsfunktionen i ekvation (1) i bilaga 1. Här syns en tydlig nedgång i matchningseffektiviteten, och −0,4 nedgången är betydligt kraftigare efter finanskrisen än under någon tidigare period. När elasticiteten från ekvation (1) skattas för hela perioden, som i diagram 1, är skattningen 0,11 (se tabell 6 i bilaga 2) vilket är lägre än i tidigare studier. För −0,6
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 att undersöka hur skattningen påverkas av skattningsperioden har samma specifikation använts på data före finanskrisen, och den skattade elasticiteten blir Ojusterad residual 12−månaders glidande medelvärde då 0,22 vilket är närmare tidigare skattningar. Förklaringsgraden för regressionen
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. går också upp från 22 till 85 procent (tabell 6 i bilaga 2). Detta tyder sammantaget på att matchningsfunktionen på makronivå fungerar bättre som en empirisk
5.2¶Arbetslösa inskrivna vid Arbetsförmedlingen 1991–2015
förenkling av den svenska arbetsmarknaden före finanskrisen jämfört med efter. Det illustrerar också att antalet vakanser inte räcker som förklaring av Detta delavsnitt tjänar två syften: dels ger det en detaljerad beskrivning av de jobbchansförändringen över tid. För att ytterligare illustrera svårigheten med inskrivna vid Af över en lång period och dels fungerar det som en ingång för att makrospecifikationen visas i diagram 15 i bilaga 3 tidsserier över de variabler som lättare förstå studiens huvudanalys. OB-metoden som används för dekomponering ingår i matchningsfunktionen. Utvecklingen efter 2010 visar i det närmaste av jobbchansförsämringen har två utgångspunkter: de arbetslösas obefintlig korrelation mellan variablerna. sammansättning i termer av individegenskaper kan ändras över tid, och dessutom
kan betydelsen av dessa individegenskaper förändras. Följaktligen redovisas båda Slutligen innehåller diagram 16 i bilaga 3 en skattad residual utifrån
dessa förändringar nedan. För att få överskådlighet visas resultaten i elasticitetsskattningen på data före finanskrisen. Här har matchningseffektiviteten
tidsseriediagram som bygger på månadsdata (december 1991 till oktober 2015). varierat betydligt mindre före finanskrisen jämfört med diagram 1, men har fallit
Eftersom det finns ett starkt säsongsberoende i samtliga tidsserier används X12ungefär lika mycket efter finanskrisen i båda diagrammen.
metoden för säsongsrensning, och för att lättare se trender visas 12-månaders
glidande medelvärden av säsongsrensade data.
5.2.1¶Individegenskaper och lediga jobb inom olika yrken
Andelen inskrivna arbetslösa med grundskola, gymnasium och högskola som
högsta utbildning visas i diagram 2. Den tydligaste trenden över tid är att andelen
med högskoleutbildning har ökat stadigt sedan början på 1990-talet. Detta
avspeglar den allt högre utbildningsnivån i befolkningen i stort, men det finns
även tillfälliga variationer. Exempelvis ökade andelen högskoleutbildade under
perioden direkt efter IT-kraschen år 2000, vilket rimligen hänger ihop med att IT-
kraschen främst drabbade akademiker. Andelen med gymnasieutbildning har
24 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 25
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
sakta minskat över tid, från drygt 60 till drygt 50 procent. Andelen kvinnor bland Diagram 3 Andel arbetslösa i olika ålderskategorier de arbetslösa ökade i samband med 1990-talskrisen men har sedan dess varit Andel förhållandevis stabil förutom en kraftig tillfällig nedgång direkt efter finanskrisen 2008, som tycks ha drabbat män hårdare. När det gäller andelen med högst
0,3 grundskoleutbildning har den minskat relativt fort från början av 1990-talet till 2005–2006, men den har sedan gradvis ökat. Slutligen har andelen arbetslösa med funktionshinderskod ökat i stort sett hela tiden och har fördubblats över den undersökta perioden. 0,2
Diagram 2 Andel arbetslösa fördelade efter utbildning, kön och funktionshinderskod
Andel 0,7
0,1 0,6
0,5 0,0
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
15 − 25 år 25 − 35 år 35 − 45 år 0,4
45 − 55 år 55 − 65 år 0,3 Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
Andelen inrikes födda har minskat stadigt och minskningen har varit mycket 0,2 snabb efter 2010 (se diagram 4). Från att ha legat strax under 85 procent i början
av 1990-talet är nu andelen inrikes födda något över 50 procent. Diagram 5 visar 0,1 en fördelning av andelar födda i länder som har varit de vanligaste
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
invandringsländerna under det senaste decenniet. Alla andelar har ökat, i
Funktionshinderskod Kvinna Grundskola
synnerhet efter 2008. Ökningen av arbetslösa som är födda i Syrien har varit
Gymnasium Högskola
mycket kraftig och andelen har mer än tredubblats efter 2013. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
I diagram 6 visas andelen arbetslösa som är födda i länder som har varit stora De arbetslösas ålder har ändrats dramatiskt och den största förändringen har skett invandringsländer under tidigare år. Andelen födda i Finland har minskat i under periodens första tio år fram till början av 2000-talet (diagram 3). Två mycket ungefär samma takt under hela perioden. Andelen födda i Iran har inte ändrats snabba förlopp skedde då samtidigt. Fram till 2001 minskade andelen under 25 år nämnvärt, medan andelen från före detta Jugoslavien uppvisar två stora skift från drygt 30 till 12–13 procent, samtidigt som andelen mellan 55 och 65 år ökade uppåt, dels i samband med den stora flyktingströmmen under 1990-talets från knappt 5 till 20 procent. En förklaring till detta är att andelen äldre i arbetskraften Balkankrig, dels efter finanskrisen 2008. har ökat till följd av institutionella förändringar såsom reformer i pensionssystemet och striktare regler i sjukersättningen men även till följd av förbättrad folkhälsa.33 Andelen äldre har efter denna ökning varit ganska konstant, medan andelen unga har ökat relativt kraftigt fram till 2013–2014, och minskat under de sista två åren. När det gäller övriga åldersgrupper går det att urskilja två tydliga trender: andelen mellan 25 och 35 år har minskat åtminstone fram till 2012, och andelen mellan 35 och 55 år (två linjer i diagrammet) har ökat fram till 1990-talets slut.
33 Laun och Palme (2017).
26 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 27
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
sakta minskat över tid, från drygt 60 till drygt 50 procent. Andelen kvinnor bland Diagram 3 Andel arbetslösa i olika ålderskategorier de arbetslösa ökade i samband med 1990-talskrisen men har sedan dess varit Andel förhållandevis stabil förutom en kraftig tillfällig nedgång direkt efter finanskrisen 2008, som tycks ha drabbat män hårdare. När det gäller andelen med högst
0,3 grundskoleutbildning har den minskat relativt fort från början av 1990-talet till 2005–2006, men den har sedan gradvis ökat. Slutligen har andelen arbetslösa med funktionshinderskod ökat i stort sett hela tiden och har fördubblats över den undersökta perioden. 0,2
Diagram 2 Andel arbetslösa fördelade efter utbildning, kön och funktionshinderskod
Andel 0,7
0,1 0,6
0,5 0,0
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
15 − 25 år 25 − 35 år 35 − 45 år 0,4
45 − 55 år 55 − 65 år 0,3 Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
Andelen inrikes födda har minskat stadigt och minskningen har varit mycket 0,2 snabb efter 2010 (se diagram 4). Från att ha legat strax under 85 procent i början
av 1990-talet är nu andelen inrikes födda något över 50 procent. Diagram 5 visar 0,1 en fördelning av andelar födda i länder som har varit de vanligaste
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
invandringsländerna under det senaste decenniet. Alla andelar har ökat, i
Funktionshinderskod Kvinna Grundskola
synnerhet efter 2008. Ökningen av arbetslösa som är födda i Syrien har varit
Gymnasium Högskola
mycket kraftig och andelen har mer än tredubblats efter 2013. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
I diagram 6 visas andelen arbetslösa som är födda i länder som har varit stora De arbetslösas ålder har ändrats dramatiskt och den största förändringen har skett invandringsländer under tidigare år. Andelen födda i Finland har minskat i under periodens första tio år fram till början av 2000-talet (diagram 3). Två mycket ungefär samma takt under hela perioden. Andelen födda i Iran har inte ändrats snabba förlopp skedde då samtidigt. Fram till 2001 minskade andelen under 25 år nämnvärt, medan andelen från före detta Jugoslavien uppvisar två stora skift från drygt 30 till 12–13 procent, samtidigt som andelen mellan 55 och 65 år ökade uppåt, dels i samband med den stora flyktingströmmen under 1990-talets från knappt 5 till 20 procent. En förklaring till detta är att andelen äldre i arbetskraften Balkankrig, dels efter finanskrisen 2008. har ökat till följd av institutionella förändringar såsom reformer i pensionssystemet och striktare regler i sjukersättningen men även till följd av förbättrad folkhälsa.33 Andelen äldre har efter denna ökning varit ganska konstant, medan andelen unga har ökat relativt kraftigt fram till 2013–2014, och minskat under de sista två åren. När det gäller övriga åldersgrupper går det att urskilja två tydliga trender: andelen mellan 25 och 35 år har minskat åtminstone fram till 2012, och andelen mellan 35 och 55 år (två linjer i diagrammet) har ökat fram till 1990-talets slut.
33 Laun och Palme (2017).
26 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 27
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 4 Andel inrikes födda bland de arbetslösa Diagram 6 Andel utrikes födda bland de arbetslösa: tidigare års stora flykting- och
invandrarländer
Andel 0,85 Andel
0,04 0,80
0,75
0,03
0,70
0,02 0,65
0,60 0,01
0,55 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
Fd. Jugoslavien Finland Iran
Sverige Turkiet
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
Diagram 7 innehåller andelen arbetslösa uppdelade efter yrkeskod (se tabell 1 för
Diagram 5 Andel utrikes födda bland de arbetslösa: de senaste årens stora flyktingländer
en beskrivning av koderna). Under i stort sett hela perioden har högst andel Andel arbetslösa sökt yrken inom yrkeskod 5 (service-, omsorgs- och försäljningsyrken). 0,06 Denna grupp har också ökat under perioden. Andelen inom yrkesgrupp 7 (byggverksamhet och tillverkning) har minskat fram till finanskrisen och varit relativt konstant sedan dess. Efter finanskrisen är det svårt att se några tydliga förändringar förutom yrkeskod 5 som redan nämndes och yrkeskod 9 som 0,04 närmast kan beskrivas som enkla jobb (yrken med krav på kortare utbildning eller introduktion). Andelen som söker enkla arbeten har ökat i två omgångar: under de fyra åren som föregick finanskrisen och efter 2010.
0,02
0,00
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
Afghanistan Etiopien och Eritrea Irak
Somalia Syrien
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
28 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 29
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 4 Andel inrikes födda bland de arbetslösa Diagram 6 Andel utrikes födda bland de arbetslösa: tidigare års stora flykting- och
invandrarländer
Andel 0,85 Andel
0,04 0,80
0,75
0,03
0,70
0,02 0,65
0,60 0,01
0,55 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
Fd. Jugoslavien Finland Iran
Sverige Turkiet
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
Diagram 7 innehåller andelen arbetslösa uppdelade efter yrkeskod (se tabell 1 för
Diagram 5 Andel utrikes födda bland de arbetslösa: de senaste årens stora flyktingländer
en beskrivning av koderna). Under i stort sett hela perioden har högst andel Andel arbetslösa sökt yrken inom yrkeskod 5 (service-, omsorgs- och försäljningsyrken). 0,06 Denna grupp har också ökat under perioden. Andelen inom yrkesgrupp 7 (byggverksamhet och tillverkning) har minskat fram till finanskrisen och varit relativt konstant sedan dess. Efter finanskrisen är det svårt att se några tydliga förändringar förutom yrkeskod 5 som redan nämndes och yrkeskod 9 som 0,04 närmast kan beskrivas som enkla jobb (yrken med krav på kortare utbildning eller introduktion). Andelen som söker enkla arbeten har ökat i två omgångar: under de fyra åren som föregick finanskrisen och efter 2010.
0,02
0,00
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
Afghanistan Etiopien och Eritrea Irak
Somalia Syrien
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
28 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 29
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 7 De arbetslösas sökta yrken fördelat på SSYK-kod Diagram 8 Andel lediga jobb inom olika yrken fördelat på SSYK-kod
Andel Andel 0,3
0,3
0,2
0,2
0,1
0,1
0,0 0,0
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 SSYK−kod 1 SSYK−kod 2 SSYK−kod 3 SSYK−kod 1 SSYK−kod 2 SSYK−kod 3 SSYK−kod 4 SSYK−kod 5 SSYK−kod 6 SSYK−kod 4 SSYK−kod 5 SSYK−kod 6 SSYK−kod 7 SSYK−kod 8 SSYK−kod 9 SSYK−kod 7 SSYK−kod 8 SSYK−kod 9
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Givet denna observation är det intressant att undersöka hur andelen enkla jobb Sammanfattningsvis finner vi i detta avsnitt att den svenska arbetsmarknaden, sett bland vakanserna har utvecklats. Detta görs i diagram 8 nedan, där andelen lediga till individsammansättningen bland arbetslösa inskrivna på Af och typer av lediga jobb inom olika yrken redovisas. Det är svårt att se några tydliga långsiktiga jobb, har genomgått stora förändringar under den undersökta perioden. Det ligger trender när det gäller andelen lediga enkla jobb (SSYK-kod 9), men det finns en nära till hands att söka förklaringen bakom en försämrad matchning bland dessa nedgång mellan 2013 och 2015. Det är rimligt att tro att denna minskning, ihop förändringar. Det är dock förhastat att dra slutsatser om sammansättningens med ökningen av andelen som söker enkla jobb under samma period, har bidragit betydelse för utfallet (dvs. jobbchansen) utan att först undersöka om negativt till matchningen. Det finns dock ännu tydligare förändringar efter individegenskaper värderas lika på arbetsmarknaden mätt över tid. finanskrisen: en kraftig ökning av andelen jobb som kräver fördjupad högskolekompetens (kod 2) och en motsvarande minskning av andelen lediga 5.2.2 Sambandet över tid mellan individegenskaper och jobbchansen jobb där det räcker med en kortare utbildning (kod 3). En rimlig hypotes är att I detta avsnitt visas skattade samband mellan individegenskaper och jobbchansen. detta borde ha försämrat matchningen eftersom det inte har skett någon Sambanden bygger på månadsvisa tvärsnittsskattningar34 för perioden 31 motsvarande förändring i andelen arbetslösa som söker jobb inom dessa yrken. december 1991–31 oktober 2015 med hjälp av logistisk regression (se bilaga 1 för
en kort metodförklaring). För tolkningens skull redovisas parameterskattningar
omskalade till partiella skillnader i jobbchans för genomsnittsindividen, t.ex.
skillnad i jobbchans mellan en genomsnittlig arbetslös med högskoleutbildning
jämfört med en genomsnittlig individ som har gymnasieutbildning.
34 Det totala antalet tvärsnittsregressioner är 287. Exempel på hur skattningar för en viss månad kan se
ut finns i tabell 8 i bilaga 2.
30 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 31
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 7 De arbetslösas sökta yrken fördelat på SSYK-kod Diagram 8 Andel lediga jobb inom olika yrken fördelat på SSYK-kod
Andel Andel 0,3
0,3
0,2
0,2
0,1
0,1
0,0 0,0
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 SSYK−kod 1 SSYK−kod 2 SSYK−kod 3 SSYK−kod 1 SSYK−kod 2 SSYK−kod 3 SSYK−kod 4 SSYK−kod 5 SSYK−kod 6 SSYK−kod 4 SSYK−kod 5 SSYK−kod 6 SSYK−kod 7 SSYK−kod 8 SSYK−kod 9 SSYK−kod 7 SSYK−kod 8 SSYK−kod 9
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Givet denna observation är det intressant att undersöka hur andelen enkla jobb Sammanfattningsvis finner vi i detta avsnitt att den svenska arbetsmarknaden, sett bland vakanserna har utvecklats. Detta görs i diagram 8 nedan, där andelen lediga till individsammansättningen bland arbetslösa inskrivna på Af och typer av lediga jobb inom olika yrken redovisas. Det är svårt att se några tydliga långsiktiga jobb, har genomgått stora förändringar under den undersökta perioden. Det ligger trender när det gäller andelen lediga enkla jobb (SSYK-kod 9), men det finns en nära till hands att söka förklaringen bakom en försämrad matchning bland dessa nedgång mellan 2013 och 2015. Det är rimligt att tro att denna minskning, ihop förändringar. Det är dock förhastat att dra slutsatser om sammansättningens med ökningen av andelen som söker enkla jobb under samma period, har bidragit betydelse för utfallet (dvs. jobbchansen) utan att först undersöka om negativt till matchningen. Det finns dock ännu tydligare förändringar efter individegenskaper värderas lika på arbetsmarknaden mätt över tid. finanskrisen: en kraftig ökning av andelen jobb som kräver fördjupad högskolekompetens (kod 2) och en motsvarande minskning av andelen lediga 5.2.2 Sambandet över tid mellan individegenskaper och jobbchansen jobb där det räcker med en kortare utbildning (kod 3). En rimlig hypotes är att I detta avsnitt visas skattade samband mellan individegenskaper och jobbchansen. detta borde ha försämrat matchningen eftersom det inte har skett någon Sambanden bygger på månadsvisa tvärsnittsskattningar34 för perioden 31 motsvarande förändring i andelen arbetslösa som söker jobb inom dessa yrken. december 1991–31 oktober 2015 med hjälp av logistisk regression (se bilaga 1 för
en kort metodförklaring). För tolkningens skull redovisas parameterskattningar
omskalade till partiella skillnader i jobbchans för genomsnittsindividen, t.ex.
skillnad i jobbchans mellan en genomsnittlig arbetslös med högskoleutbildning
jämfört med en genomsnittlig individ som har gymnasieutbildning.
34 Det totala antalet tvärsnittsregressioner är 287. Exempel på hur skattningar för en viss månad kan se
ut finns i tabell 8 i bilaga 2.
30 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 31
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
De variabler som ingår i den logistiska regressionen för att förklara jobbchansen minskningen i jämförelsegruppens jobbchans framstår inte gapets ökning som är följande: betydande. Men för att ta reda på kompositionens betydelse räcker det inte med
diagram 9 utan det krävs en OB-dekomponering. Frågan om icke-observerade • Ålderskategori: 10-årsintervall
egenskaper diskuteras i vidare i avsnitt 5.3.3. • Kön • Utbildningsnivå: grundskola, gymnasium och högskola Diagram 9 Jobbchansen i genomsnitt och för jämförelsegruppen • Antal år i Sverige: noll för inrikes födda Jobbchans • Födelseland: land för de tio största grupperna inklusive Sverige, region för
övriga
0,125 • Sjukpenning i kronor: mäts året innan • Funktionshinderskod från Af (1/0) • Stramhet på länsnivå
För att underlätta presentationen av dessa resultat, och dessutom kunna illustrera 0,100 trender över tid, redovisas skattningarna i diagramform. Likt i föregående avsnitt genomförs också en säsongsrensning, och värdena som visas i diagrammen är 12månaders glidande medelvärden.
0,075 För att underlätta tolkningen av sambanden mellan jobbchansen och individegenskaper börjar genomgången med en redovisning av jämförelsegruppens jobbchans. Variablerna som ingår i den logistiska regressionen har valts för att jämförelsegruppen ska vara lättdefinierad och i 0,050
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 möjligaste mån representera ett medelvärde i populationen. Skillnader tolkas relativt följande jämförelsegrupp: inrikes födda män i ålderskategorin 35–45 år Jämförelsegrupp Genomsnitt med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, med genomsnittlig tidigare Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet. Jämförelsegruppens skattade jobbchans35 ihop med den genomsnittliga I diagram 10 visas skattade samband mellan jobbchansen och utbildningsnivå. jobbchansen för alla arbetslösa visas i diagram 9. Det finns två tydliga mönster i Referenskategorin är gymnasieutbildning och ett värde på t.ex. –0,015 diagrammet. För det första har jobbchansen minskat avsevärt sedan finanskrisen, (grundskola, cirka år 2010) betyder att den genomsnittliga jobbchansen för vilket även har observerats i andra studier. För det andra finns ett starkt positivt arbetslösa med grundskoleutbildning låg 1,5 procentenheter lägre än jobbchansen
för arbetslösa med gymnasieutbildning (vars jobbchans var strax under 10 % år samband mellan jämförelsegruppen och genomsnittet: linjerna tycks följa varandra mycket nära under hela perioden. Detta har inte uppmärksammats i 2010), allt annat lika. Det sistnämnda är viktigt för tolkningen; skillnaden i tidigare studier och talar emot att sammansättningsförändringar bland de jobbchans med avseende på utbildning har alltså justerats för övriga skillnader
mellan personer som har olika utbildningsnivå (ålder, kön, födelseland m.m.). arbetslösa skulle vara bland de viktigaste faktorerna bakom den historiska variationen i jobbchans. Man kan dra slutsatsen genom att notera att Resultaten för utbildning visar för det första att betydelsen av att ha jämförelsegruppens komposition är konstant per definition. Det kan naturligtvis högskoleutbildning har minskat sedan periodens början, och sedan IT-kraschen år inte uteslutas att jämförelsegruppens komposition har ändrats med avseende på 2000 har det inte inneburit någon betydande fördel att ha högskoleutbildning icke-observerade egenskaper, men den poäng som tidigare studier har gjort om jämfört med gymnasium (linjen för högskola har legat kring noll). Notera återigen kompositionens betydelse har handlat om observerade egenskaper av samma typ att tolkningen är allt annat lika: personer med högskoleutbildning kan ha lättare som används i denna studie (därtill betydligt färre). Visserligen tycks gapet mellan att få jobb än personer med gymnasieutbildning, men när vi justerar för övriga kurvorna i diagram 9 ha ökat efter finanskrisen, men i förhållande till egenskaper tycks värdet av en högskoleutbildning vara negligerbart jämfört med
bara gymnasium. Variabler som inte ingår i modellen, såsom typ av utbildning
och i vilket land personen utbildade sig, kan naturligtvis också spela roll. För det 35 Denna bygger på interceptet från den logistiska regressionen, som har skalats om till sannolikhet
andra visar resultaten att grundskoleutbildning hänger samman med tydligt lägre
med hjälp av den logistiska fördelningsfunktionen.
32 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 33
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
De variabler som ingår i den logistiska regressionen för att förklara jobbchansen minskningen i jämförelsegruppens jobbchans framstår inte gapets ökning som är följande: betydande. Men för att ta reda på kompositionens betydelse räcker det inte med
diagram 9 utan det krävs en OB-dekomponering. Frågan om icke-observerade • Ålderskategori: 10-årsintervall
egenskaper diskuteras i vidare i avsnitt 5.3.3. • Kön • Utbildningsnivå: grundskola, gymnasium och högskola Diagram 9 Jobbchansen i genomsnitt och för jämförelsegruppen • Antal år i Sverige: noll för inrikes födda Jobbchans • Födelseland: land för de tio största grupperna inklusive Sverige, region för
övriga
0,125 • Sjukpenning i kronor: mäts året innan • Funktionshinderskod från Af (1/0) • Stramhet på länsnivå
För att underlätta presentationen av dessa resultat, och dessutom kunna illustrera 0,100 trender över tid, redovisas skattningarna i diagramform. Likt i föregående avsnitt genomförs också en säsongsrensning, och värdena som visas i diagrammen är 12månaders glidande medelvärden.
0,075 För att underlätta tolkningen av sambanden mellan jobbchansen och individegenskaper börjar genomgången med en redovisning av jämförelsegruppens jobbchans. Variablerna som ingår i den logistiska regressionen har valts för att jämförelsegruppen ska vara lättdefinierad och i 0,050
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 möjligaste mån representera ett medelvärde i populationen. Skillnader tolkas relativt följande jämförelsegrupp: inrikes födda män i ålderskategorin 35–45 år Jämförelsegrupp Genomsnitt med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, med genomsnittlig tidigare Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet. Jämförelsegruppens skattade jobbchans35 ihop med den genomsnittliga I diagram 10 visas skattade samband mellan jobbchansen och utbildningsnivå. jobbchansen för alla arbetslösa visas i diagram 9. Det finns två tydliga mönster i Referenskategorin är gymnasieutbildning och ett värde på t.ex. –0,015 diagrammet. För det första har jobbchansen minskat avsevärt sedan finanskrisen, (grundskola, cirka år 2010) betyder att den genomsnittliga jobbchansen för vilket även har observerats i andra studier. För det andra finns ett starkt positivt arbetslösa med grundskoleutbildning låg 1,5 procentenheter lägre än jobbchansen
för arbetslösa med gymnasieutbildning (vars jobbchans var strax under 10 % år samband mellan jämförelsegruppen och genomsnittet: linjerna tycks följa varandra mycket nära under hela perioden. Detta har inte uppmärksammats i 2010), allt annat lika. Det sistnämnda är viktigt för tolkningen; skillnaden i tidigare studier och talar emot att sammansättningsförändringar bland de jobbchans med avseende på utbildning har alltså justerats för övriga skillnader
mellan personer som har olika utbildningsnivå (ålder, kön, födelseland m.m.). arbetslösa skulle vara bland de viktigaste faktorerna bakom den historiska variationen i jobbchans. Man kan dra slutsatsen genom att notera att Resultaten för utbildning visar för det första att betydelsen av att ha jämförelsegruppens komposition är konstant per definition. Det kan naturligtvis högskoleutbildning har minskat sedan periodens början, och sedan IT-kraschen år inte uteslutas att jämförelsegruppens komposition har ändrats med avseende på 2000 har det inte inneburit någon betydande fördel att ha högskoleutbildning icke-observerade egenskaper, men den poäng som tidigare studier har gjort om jämfört med gymnasium (linjen för högskola har legat kring noll). Notera återigen kompositionens betydelse har handlat om observerade egenskaper av samma typ att tolkningen är allt annat lika: personer med högskoleutbildning kan ha lättare som används i denna studie (därtill betydligt färre). Visserligen tycks gapet mellan att få jobb än personer med gymnasieutbildning, men när vi justerar för övriga kurvorna i diagram 9 ha ökat efter finanskrisen, men i förhållande till egenskaper tycks värdet av en högskoleutbildning vara negligerbart jämfört med
bara gymnasium. Variabler som inte ingår i modellen, såsom typ av utbildning
och i vilket land personen utbildade sig, kan naturligtvis också spela roll. För det 35 Denna bygger på interceptet från den logistiska regressionen, som har skalats om till sannolikhet
andra visar resultaten att grundskoleutbildning hänger samman med tydligt lägre
med hjälp av den logistiska fördelningsfunktionen.
32 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 33
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
jobbchans. Det negativa värde som arbetsmarknaden sätter på låg utbildning tycks skillnaden i jobbchans mellan de äldsta arbetslösa och referensgruppen med
ha ökat något i storlek och var särskilt tydligt under perioden före finanskrisen. cirka 3 procentenheter i absoluta termer, från –2 procent i början av 1990-talet till
–5 procent år 2000. Utvecklingen för de yngsta arbetslösa under samma period var Diagram 10 visar också jobbchansen för kvinnor jämfört med män. Den har
i det närmaste spegelvänd: ungas jobbchans ökade från strax under noll till minskat i relativa termer i samband med 1990-talskrisen, men under resten av
3 procent. Det är intressant att notera att de yngstas och de äldstas jobbchans perioden har jobbchansen för kvinnor legat ungefär på samma nivå som den för
relativt referensgruppen har fortsatt att ha ett tydligt negativt samband över hela män eller möjligen något över i genomsnitt. Detta testas statistiskt för två enskilda
perioden. Gapet mellan dessa två grupper har minskat från nästan datum i samband med OB-dekomponeringen längre fram.
8 procentenheter strax före finanskrisen till drygt 2 procentenheter 2015. Det finns De tydligaste svängningarna i jobbchans i diagram 10 avser personer som av Af tydliga likheter mellan denna utveckling och hur sambandet mellan de två
har fått funktionshinderskod36. En ökning av gapet relativt individer utan kod från
åldersgrupper som ligger närmast referensgruppen har ändrats över tid. strax över 3 procentenheter i början av perioden till nästan 9 procentenheter 2008, Sambandet mellan jobbchansen för gruppen 25–35 respektive 45–55 år är också och en kraftig minskning av gapet efter finanskrisen. 37
tydligt negativt, och även här har gapet initialt ökat för att sedan minska.
Diagram 10 Sambandet mellan jobbchansen och kön, utbildning och funktionshinderskod, Diagram 11 Sambandet mellan jobbchansen och ålder, jämförelsegrupp: 35–45 år
jämförelsegrupp: män med gymnasieutbildning utan funktionshinderskod
Skillnad i jobbchans Skillnad i jobbchans 0,04
0,00
0,02
0,00 −0,03
−0,02
−0,06
−0,04
−0,06 −0,09 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
15 − 25 år 25 − 35 år 45 − 55 år
Funktionshinderskod Kvinna Grundskola
55 − 65 år
Högskola
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
Som visades tidigare i rapporten har andelen arbetslösa som är födda i något av de Diagram 11 visar skillnaden mellan jobbchans för olika åldersgrupper, jämfört
senaste årens stora flyktingländer ökat kraftigt, i synnerhet efter finanskrisen. I med referensgruppen som är mellan 35 och 45 år. Allt annat lika har stora
diagram 12 visas hur jobbchansen har utvecklats för dessa grupper jämfört med förändringar skett över perioden, i synnerhet för den yngsta och den äldsta
inrikes födda, efter justering för övriga individegenskaper såsom utbildning, kön gruppen av arbetslösa. Fram till IT-kraschen någon gång runt år 2000 ökade
m.m. Det första intrycket från figuren är att utvecklingen har varit relativt lika för
arbetslösa födda i Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia och Syrien. Den
36 har varit mellan ungefär 3 och 5 procentenheter lägre än jobbchansen för inrikes Med detta menas en person som av Af fått en elektronisk registrering av funktionsnedsättning som
medför nedsatt arbetsförmåga. födda fram till finanskrisen. Den relativa jobbchansen har gått ner kraftigt för
37 Det kan finnas variationer över tid i kodningen av funktionsnedsättning, och kodningen kan påverkas samtliga grupper i samband med finanskrisen, men den har återhämtat sig och
av konjunktur och politiska beslut. Se Angelov och Eliason (2017).
34 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 35
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
jobbchans. Det negativa värde som arbetsmarknaden sätter på låg utbildning tycks skillnaden i jobbchans mellan de äldsta arbetslösa och referensgruppen med
ha ökat något i storlek och var särskilt tydligt under perioden före finanskrisen. cirka 3 procentenheter i absoluta termer, från –2 procent i början av 1990-talet till
–5 procent år 2000. Utvecklingen för de yngsta arbetslösa under samma period var Diagram 10 visar också jobbchansen för kvinnor jämfört med män. Den har
i det närmaste spegelvänd: ungas jobbchans ökade från strax under noll till minskat i relativa termer i samband med 1990-talskrisen, men under resten av
3 procent. Det är intressant att notera att de yngstas och de äldstas jobbchans perioden har jobbchansen för kvinnor legat ungefär på samma nivå som den för
relativt referensgruppen har fortsatt att ha ett tydligt negativt samband över hela män eller möjligen något över i genomsnitt. Detta testas statistiskt för två enskilda
perioden. Gapet mellan dessa två grupper har minskat från nästan datum i samband med OB-dekomponeringen längre fram.
8 procentenheter strax före finanskrisen till drygt 2 procentenheter 2015. Det finns De tydligaste svängningarna i jobbchans i diagram 10 avser personer som av Af tydliga likheter mellan denna utveckling och hur sambandet mellan de två
har fått funktionshinderskod36. En ökning av gapet relativt individer utan kod från
åldersgrupper som ligger närmast referensgruppen har ändrats över tid. strax över 3 procentenheter i början av perioden till nästan 9 procentenheter 2008, Sambandet mellan jobbchansen för gruppen 25–35 respektive 45–55 år är också och en kraftig minskning av gapet efter finanskrisen. 37
tydligt negativt, och även här har gapet initialt ökat för att sedan minska.
Diagram 10 Sambandet mellan jobbchansen och kön, utbildning och funktionshinderskod, Diagram 11 Sambandet mellan jobbchansen och ålder, jämförelsegrupp: 35–45 år
jämförelsegrupp: män med gymnasieutbildning utan funktionshinderskod
Skillnad i jobbchans Skillnad i jobbchans 0,04
0,00
0,02
0,00 −0,03
−0,02
−0,06
−0,04
−0,06 −0,09 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
15 − 25 år 25 − 35 år 45 − 55 år
Funktionshinderskod Kvinna Grundskola
55 − 65 år
Högskola
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
Som visades tidigare i rapporten har andelen arbetslösa som är födda i något av de Diagram 11 visar skillnaden mellan jobbchans för olika åldersgrupper, jämfört
senaste årens stora flyktingländer ökat kraftigt, i synnerhet efter finanskrisen. I med referensgruppen som är mellan 35 och 45 år. Allt annat lika har stora
diagram 12 visas hur jobbchansen har utvecklats för dessa grupper jämfört med förändringar skett över perioden, i synnerhet för den yngsta och den äldsta
inrikes födda, efter justering för övriga individegenskaper såsom utbildning, kön gruppen av arbetslösa. Fram till IT-kraschen någon gång runt år 2000 ökade
m.m. Det första intrycket från figuren är att utvecklingen har varit relativt lika för
arbetslösa födda i Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia och Syrien. Den
36 har varit mellan ungefär 3 och 5 procentenheter lägre än jobbchansen för inrikes Med detta menas en person som av Af fått en elektronisk registrering av funktionsnedsättning som
medför nedsatt arbetsförmåga. födda fram till finanskrisen. Den relativa jobbchansen har gått ner kraftigt för
37 Det kan finnas variationer över tid i kodningen av funktionsnedsättning, och kodningen kan påverkas samtliga grupper i samband med finanskrisen, men den har återhämtat sig och
av konjunktur och politiska beslut. Se Angelov och Eliason (2017).
34 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 35
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
ligger möjligen strax högre 2015 än före krisen. Det finns dock ett oroande Diagram 13 Sambandet mellan jobbchansen och födselseland: tidigare års stora flykting- och
invandrarländer, jämförelsegrupp: inrikes födda undantag, och det gäller den snabbast växande gruppen av arbetslösa, de som är födda i Syrien; där har den relativa jobbchansen minskat mellan 2010 och 2015. Skillnad i jobbchans
0,00 Slutligen visar diagram 13 att även jobbchansen för personer födda i tidigare stora flykting- och invandrarländer är lägre än den för inrikes födda, allt annat lika. Här finns dock en nivåskillnad på det sättet att personer födda i tidigare års flyktingländer har en något bättre jobbchans än dem från de senaste årens
−0,02 flyktingländer. Notera att detta inte har att göra med kortare vistelsetid i landet, eftersom resultaten har justerats för vistelsetid på individnivå. Personer födda i Finland och före detta Jugoslavien avviker med en relativt sett högre jobbchans än de som är födda i Iran och Turkiet. Båda grupperna har drabbats hårdare av den senaste krisen än vad inrikes födda har gjort. −0,04
Diagram 12 Sambandet mellan jobbchansen och födelseland: de senaste årens stora
flyktingländer, jämförelsegrupp: inrikes födda Skillnad i jobbchans −0,02 −0,06
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
F.d. Jugoslavien Finland Iran −0,03 Turkiet
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. −0,04 Sammanfattningsvis visar detta avsnitt att arbetsmarknaden inte bara har ändrats
när det gäller de arbetslösas sammansättning utan även när det gäller hur olika
egenskaper värderas i termer av lägre eller högre jobbchans. De stora −0,05
svängningarna som visas ovan illustrerar en brist i tidigare studier av
matchningsförsämringen på svensk arbetsmarknad, som i samtliga fall har utgått
från att t.ex. svaga grupper alltid är lika svaga. Orimligheten i detta visas tydligt av −0,06
t.ex. jobbchansen för personer i den yngsta respektive äldsta ålderskategorin,
arbetssökande med funktionshinderskod och även vissa grupper av utrikes födda. −0,07 Slutligen antyder diagram 9 att kompositionens betydelse för den ändrade
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
jobbchansen är långtifrån uppenbar. Detta testas statistiskt i nästa avsnitt.
Afghanistan Etiopien och Eritrea Irak
Somalia Syrien 5.3 Dekomponering av försämringen i jobbchans
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
I detta avsnitt redovisas rapportens huvudresultat, en OB-dekomponering av
jobbchansminskningen mellan oktober 2007 och oktober 2015. Oktober 2015 har
valts eftersom det är sista månaden då data som behövs för analysen finns
tillgängliga. Eftersom det finns starkt säsongsberoende i data som inte går att
hantera i en OB-dekomponering är det lämpligt att jämföra oktober 2015 med
samma månad ett tidigare år. Vidare är det relevant att välja ett datum före
finanskrisen, oktober 2007, dels eftersom tidigare studier har diskuterat
36 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 37
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
ligger möjligen strax högre 2015 än före krisen. Det finns dock ett oroande Diagram 13 Sambandet mellan jobbchansen och födselseland: tidigare års stora flykting- och
invandrarländer, jämförelsegrupp: inrikes födda undantag, och det gäller den snabbast växande gruppen av arbetslösa, de som är födda i Syrien; där har den relativa jobbchansen minskat mellan 2010 och 2015. Skillnad i jobbchans
0,00 Slutligen visar diagram 13 att även jobbchansen för personer födda i tidigare stora flykting- och invandrarländer är lägre än den för inrikes födda, allt annat lika. Här finns dock en nivåskillnad på det sättet att personer födda i tidigare års flyktingländer har en något bättre jobbchans än dem från de senaste årens
−0,02 flyktingländer. Notera att detta inte har att göra med kortare vistelsetid i landet, eftersom resultaten har justerats för vistelsetid på individnivå. Personer födda i Finland och före detta Jugoslavien avviker med en relativt sett högre jobbchans än de som är födda i Iran och Turkiet. Båda grupperna har drabbats hårdare av den senaste krisen än vad inrikes födda har gjort. −0,04
Diagram 12 Sambandet mellan jobbchansen och födelseland: de senaste årens stora
flyktingländer, jämförelsegrupp: inrikes födda Skillnad i jobbchans −0,02 −0,06
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
F.d. Jugoslavien Finland Iran −0,03 Turkiet
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. −0,04 Sammanfattningsvis visar detta avsnitt att arbetsmarknaden inte bara har ändrats
när det gäller de arbetslösas sammansättning utan även när det gäller hur olika
egenskaper värderas i termer av lägre eller högre jobbchans. De stora −0,05
svängningarna som visas ovan illustrerar en brist i tidigare studier av
matchningsförsämringen på svensk arbetsmarknad, som i samtliga fall har utgått
från att t.ex. svaga grupper alltid är lika svaga. Orimligheten i detta visas tydligt av −0,06
t.ex. jobbchansen för personer i den yngsta respektive äldsta ålderskategorin,
arbetssökande med funktionshinderskod och även vissa grupper av utrikes födda. −0,07 Slutligen antyder diagram 9 att kompositionens betydelse för den ändrade
1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015
jobbchansen är långtifrån uppenbar. Detta testas statistiskt i nästa avsnitt.
Afghanistan Etiopien och Eritrea Irak
Somalia Syrien 5.3 Dekomponering av försämringen i jobbchans
Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB.
I detta avsnitt redovisas rapportens huvudresultat, en OB-dekomponering av
jobbchansminskningen mellan oktober 2007 och oktober 2015. Oktober 2015 har
valts eftersom det är sista månaden då data som behövs för analysen finns
tillgängliga. Eftersom det finns starkt säsongsberoende i data som inte går att
hantera i en OB-dekomponering är det lämpligt att jämföra oktober 2015 med
samma månad ett tidigare år. Vidare är det relevant att välja ett datum före
finanskrisen, oktober 2007, dels eftersom tidigare studier har diskuterat
36 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 37
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
matchningsförsämringen sedan dess, och dels eftersom också makroresultaten Variabeln sjukfrånvaro, som anges i hundratals kronor och som avvikelse från sitt från föregående avsnitt pekar på en kraftig försämring efter finanskrisen.38 medelvärde, har i genomsnitt minskat med 2 099 kronor per år. Andelen med
funktionshinderskod har också minskat med 0,9 procentenhet. Samtidigt har Nedan redovisas resultat som alla bygger på de individegenskaper som ingår i 41
stramheten ökat med 6 procent. Eftersom ökad stramhet är förknippad med ökad skattningarna av jobbchansen från avsnitt 5.2.2. Skillnaden mellan skattningarna i
jobbchans förväntas detta leda till en förbättrad matchning. de olika delavsnitten består i att olika mått på stramhet används, samt om individfixa komponenter från en tidigare skattad löneregression används. Sammanfattningsvis tecknas en bild av en försämrad komposition av arbetslösa,
givet tidigare resultat kring betydelsen av individfaktorer för jobbchansen. Särskilt 5.3.1 Stramhet på länsnivå ökningen av andelen utrikes födda framstår som betydelsefull. Den högre I detta delavsnitt redovisas en OB-dekomponering av jobbchansförsämringen stramheten påverkar dock matchningen åt motsatt håll.
mellan 2007 och 2015 som bygger på individegenskaper från avsnitt 5.2.2 och Förändringar i betydelsen av individegenskaper och stramhet för jobbchansen
stramhet på länsnivå. Den grundläggande tanken är att de arbetssökandes
Tabell 8 i bilaga 2 innehåller resultat från logistisk regression för jobbchansen i jobbchans beror dels på individegenskaper, dels på antalet lediga jobb i
oktober 2007 respektive oktober 2015. I detta avsnitt diskuteras skattningar i de förhållande till antalet arbetslösa inom det län där den arbetssökande bor. Här
första två kolumnerna i tabellen (”Population A”). Urvalet består av arbetslösa finns alltså en tanke om att arbetsmarknaden är segmenterad.39
individer för vilka det finns data för alla variabler (200 969 observationer 2007 och Kompositionsförändringar 340 311 år 2015). Resultaten som visas i tabellen tolkas med hänsyn till Tabell 7 i bilaga 2 innehåller medelvärden för jobbchansen och för de variabler kategoriska variabler som skillnader i procentenheter relativt referensnivån (t.ex. som ingår i modellen. Jobbchansen har minskat avsevärt mellan 2007 och 2015, jobbchansen för grundskola jämfört med referensnivån gymnasium, när övriga från 9,1 procent till 5,4 procent.40 Skillnaden på 3,66 procentenheter motsvarar en variabler hålls konstanta). minskning med 40 procent från 2007 års nivå. När det gäller åldersfördelningen är För kontinuerliga variabler är tolkningen (förutom tecknet) något svårare. För att de tydligaste förändringarna att andelen mellan 25 och 35 år har ökat med 2,4 underlätta tolkningen av de viktigaste kontinuerliga variablerna redovisas procentenheter, medan andelen över 55 år har minskat med 2 procentenheter. sambandet mellan dessa och jobbchansen grafiskt i avsnitt 5.3.4. De viktigaste Förändringen i variabeln år i Sverige är svårtolkad eftersom den har värdet noll för parameterförändringarna har redan diskuterats i avsnitt 5.2.2. Det har blivit lättare personer födda i Sverige. Att värdet har ökat med 0,7 år kan både bero på att för äldre och svårare för yngre arbetslösa att få ett arbete, allt annat lika. andelen inrikes födda har minskat och på att andelen bland de utrikes födda med Jobbchansen för personer mellan 55 och 65 år relativt referenskategorin 35–45 år fler år i landet har ökat. Andelen med enbart grundskoleutbildning har ökat med var –5,1 procentenheter 2007 och –2,8 procentenheter 2015. Samtidigt har den 3,8 procentenheter, men också andelen med högskoleutbildning har ökat (+1,8 relativa jobbchansen för arbetslösa under 25 år minskat från 4 procentenheter till procentenheter). Eftersom det negativa sambandet mellan låg utbildning och 1,3 procentenheter, och i ålderskategorin närmast över finns en liknande jobbchansen är kraftigare än det positiva mellan hög utbildning och jobbchansen utveckling. borde utbildningsförändringarna ha lett till en minskad genomsnittlig jobbchans.
Det tycks ha blivit något lättare för utrikes födda från de senaste årens stora Stora förändringar har skett när det gäller andelen utrikes födda i Afghanistan flyktingländer Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia och Syrien att få ett (+1,2 procentenheter), Irak (+2,6 procentenheter), Etiopien/Eritrea (+2,1 arbete, jämfört med hur det är för inrikes födda. Skillnaderna är dock i en del fall procentenheter) och Syrien (+5,9 procentenheter). Kombinerat med den lägre inte särskilt stora och vi har inte genomfört något strikt statistiskt test. jobbchansen för personer från dessa länder, som visades i avsnitt 5.2.2, borde
Kvinnor har lättare att få ett arbete än män både 2007 och 2015, allt annat lika.42 dessa stora ökningar bidra till en försämrad matchning 2015 jämfört med 2007.
Vidare är det anmärkningsvärt att jobbchansen för akademiker inte är signifikant
38 En dekomponering av matchningsförsämringen mellan oktober 2006 och oktober 2015 har också
41 Måttet som används är logaritmen av stramheten minus medelvärdet för logaritmen av stramheten.
genomförts. Resultaten är kvalitativt mycket lika de som redovisas i rapporten. 42 39 I ett senare avsnitt görs en känslighetsanalys där även subventionerade arbeten ingår i Se Barnichon och Figura (2015) och källor till tidigare studier som anges där. 40 jobbchansmåttet. Även i det fallet är kvinnors jobbchans högre än mäns för år 2007, men Dessa siffror skiljer sig en aning från de som presenteras i diagram 9, vilka visar säsongsrensade 12- könsskillnaden är mindre (0,004 signifikant på 1-procentsnivån för måttet inklusive subventionerad
månaders glidande medelvärden. anställning, jämfört med 0,009 för osubventionerad anställning). För år 2015 finns ingen statistiskt
säkerställd könsskillnad för måttet som inkluderar subventionerad anställning.
38 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 39
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
matchningsförsämringen sedan dess, och dels eftersom också makroresultaten Variabeln sjukfrånvaro, som anges i hundratals kronor och som avvikelse från sitt från föregående avsnitt pekar på en kraftig försämring efter finanskrisen.38 medelvärde, har i genomsnitt minskat med 2 099 kronor per år. Andelen med
funktionshinderskod har också minskat med 0,9 procentenhet. Samtidigt har Nedan redovisas resultat som alla bygger på de individegenskaper som ingår i 41
stramheten ökat med 6 procent. Eftersom ökad stramhet är förknippad med ökad skattningarna av jobbchansen från avsnitt 5.2.2. Skillnaden mellan skattningarna i
jobbchans förväntas detta leda till en förbättrad matchning. de olika delavsnitten består i att olika mått på stramhet används, samt om individfixa komponenter från en tidigare skattad löneregression används. Sammanfattningsvis tecknas en bild av en försämrad komposition av arbetslösa,
givet tidigare resultat kring betydelsen av individfaktorer för jobbchansen. Särskilt 5.3.1 Stramhet på länsnivå ökningen av andelen utrikes födda framstår som betydelsefull. Den högre I detta delavsnitt redovisas en OB-dekomponering av jobbchansförsämringen stramheten påverkar dock matchningen åt motsatt håll.
mellan 2007 och 2015 som bygger på individegenskaper från avsnitt 5.2.2 och Förändringar i betydelsen av individegenskaper och stramhet för jobbchansen
stramhet på länsnivå. Den grundläggande tanken är att de arbetssökandes
Tabell 8 i bilaga 2 innehåller resultat från logistisk regression för jobbchansen i jobbchans beror dels på individegenskaper, dels på antalet lediga jobb i
oktober 2007 respektive oktober 2015. I detta avsnitt diskuteras skattningar i de förhållande till antalet arbetslösa inom det län där den arbetssökande bor. Här
första två kolumnerna i tabellen (”Population A”). Urvalet består av arbetslösa finns alltså en tanke om att arbetsmarknaden är segmenterad.39
individer för vilka det finns data för alla variabler (200 969 observationer 2007 och Kompositionsförändringar 340 311 år 2015). Resultaten som visas i tabellen tolkas med hänsyn till Tabell 7 i bilaga 2 innehåller medelvärden för jobbchansen och för de variabler kategoriska variabler som skillnader i procentenheter relativt referensnivån (t.ex. som ingår i modellen. Jobbchansen har minskat avsevärt mellan 2007 och 2015, jobbchansen för grundskola jämfört med referensnivån gymnasium, när övriga från 9,1 procent till 5,4 procent.40 Skillnaden på 3,66 procentenheter motsvarar en variabler hålls konstanta). minskning med 40 procent från 2007 års nivå. När det gäller åldersfördelningen är För kontinuerliga variabler är tolkningen (förutom tecknet) något svårare. För att de tydligaste förändringarna att andelen mellan 25 och 35 år har ökat med 2,4 underlätta tolkningen av de viktigaste kontinuerliga variablerna redovisas procentenheter, medan andelen över 55 år har minskat med 2 procentenheter. sambandet mellan dessa och jobbchansen grafiskt i avsnitt 5.3.4. De viktigaste Förändringen i variabeln år i Sverige är svårtolkad eftersom den har värdet noll för parameterförändringarna har redan diskuterats i avsnitt 5.2.2. Det har blivit lättare personer födda i Sverige. Att värdet har ökat med 0,7 år kan både bero på att för äldre och svårare för yngre arbetslösa att få ett arbete, allt annat lika. andelen inrikes födda har minskat och på att andelen bland de utrikes födda med Jobbchansen för personer mellan 55 och 65 år relativt referenskategorin 35–45 år fler år i landet har ökat. Andelen med enbart grundskoleutbildning har ökat med var –5,1 procentenheter 2007 och –2,8 procentenheter 2015. Samtidigt har den 3,8 procentenheter, men också andelen med högskoleutbildning har ökat (+1,8 relativa jobbchansen för arbetslösa under 25 år minskat från 4 procentenheter till procentenheter). Eftersom det negativa sambandet mellan låg utbildning och 1,3 procentenheter, och i ålderskategorin närmast över finns en liknande jobbchansen är kraftigare än det positiva mellan hög utbildning och jobbchansen utveckling. borde utbildningsförändringarna ha lett till en minskad genomsnittlig jobbchans.
Det tycks ha blivit något lättare för utrikes födda från de senaste årens stora Stora förändringar har skett när det gäller andelen utrikes födda i Afghanistan flyktingländer Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia och Syrien att få ett (+1,2 procentenheter), Irak (+2,6 procentenheter), Etiopien/Eritrea (+2,1 arbete, jämfört med hur det är för inrikes födda. Skillnaderna är dock i en del fall procentenheter) och Syrien (+5,9 procentenheter). Kombinerat med den lägre inte särskilt stora och vi har inte genomfört något strikt statistiskt test. jobbchansen för personer från dessa länder, som visades i avsnitt 5.2.2, borde
Kvinnor har lättare att få ett arbete än män både 2007 och 2015, allt annat lika.42 dessa stora ökningar bidra till en försämrad matchning 2015 jämfört med 2007.
Vidare är det anmärkningsvärt att jobbchansen för akademiker inte är signifikant
38 En dekomponering av matchningsförsämringen mellan oktober 2006 och oktober 2015 har också
41 Måttet som används är logaritmen av stramheten minus medelvärdet för logaritmen av stramheten.
genomförts. Resultaten är kvalitativt mycket lika de som redovisas i rapporten. 42 39 I ett senare avsnitt görs en känslighetsanalys där även subventionerade arbeten ingår i Se Barnichon och Figura (2015) och källor till tidigare studier som anges där. 40 jobbchansmåttet. Även i det fallet är kvinnors jobbchans högre än mäns för år 2007, men Dessa siffror skiljer sig en aning från de som presenteras i diagram 9, vilka visar säsongsrensade 12- könsskillnaden är mindre (0,004 signifikant på 1-procentsnivån för måttet inklusive subventionerad
månaders glidande medelvärden. anställning, jämfört med 0,009 för osubventionerad anställning). För år 2015 finns ingen statistiskt
säkerställd könsskillnad för måttet som inkluderar subventionerad anställning.
38 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 39
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
skild från den för personer med gymnasieutbildning 2007, och statistiskt OB-dekomponering av den minskade jobbchansen signifikant men relativt liten i storlek 2015 (1,2 procentenheter). Den negativa Den genomsnittliga jobbchansen minskade med 3,66 procentenheter mellan 2007 differensen i jobbchans mellan arbetslösa med grundskoleutbildning och dem och 2015. Resultaten ovan ger en komplex bild av orsakerna till denna minskning. med gymnasieutbildning har minskat i storlek (–3,2 procentenheter till –2,5 Å ena sidan pekar kompositionsförändringen, mätt som ändrade procentenheter). I absolut storlek är den ”skyddande” effekten av individegenskaper, mot matchningsförsämring. Samtidigt har stramheten högskoleutbildning jämfört med gymnasium således ungefär hälften av den förbättrats avsevärt utan någon minskning av stramhetens positiva betydelse för skyddande effekten av gymnasium jämfört med grundskoleutbildning. Slutligen jobbchansen. Flera av parameterförändringarna borde rimligen ha lett till en något har stramhetens betydelse för jobbchansen varit konstant. Mer om tolkning av förbättrad matchning allt annat lika. parametern för denna variabel kommer i avsnitt 5.3.4.
När alla dessa skeenden sammanfattas i en OB-dekomponering lyder resultaten Tabell 2 Nedbrytning av jobbchansförändringen mellan oktober 2007 och oktober 2015
som följer (se den första kolumnen i tabell 2 för resultat redovisade i grupper och den första kolumnen i tabell 12 i bilaga 2 för resultat på variabelnivå). Av de –3,66
Pop. A Pop. B Pop. B Pop. C Pop. C
procentenheter som jobbchansen har minskat med står kompositionsförändringar
Stramhetsmått Län Län Län och Län och Län och
för –1,03 procentenhet. Dessa kompositionsförändringar kan vidare brytas ner i
yrke yrke yrke
sådana som handlar om individsammansättning och stramhetsförändringar. Ändrad Total skillnad -0,0366*** -0,0373*** -0,0373*** -0,0319*** -0,0319***
individsammansättning står för –1,2 procentenhet, eller en tredjedel (33 %) av
(0,0008) (0,0008) (0,0007) (0,0009) (0,0009) jobbchansminskningen, medan den förbättrade stramheten står för en liten
[100 %] [100 %] [100 %] [100 %] [100 %] ökning av jobbchansen (+0,2 procentenhet). Inte oväntat står födelseland för en
mycket stor del av kompositionsförsämringen: –1,00 procentenhet. Av den Komposition: -0,0103*** -0,0093*** -0,0100*** -0,0058*** -0,0065*** totalt sistnämnda utgörs lejonparten av arbetslösa födda i Afghanistan, Etiopien/Eritrea,
(0,0004) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0004)
Irak, Somalia och Syrien (–0,86 procentenhet).
[28,10 %] [25,06 %] [26,95 %] [18,33 %] [20,31 %]
Den ändrade ålderssammansättningen har också påverkat jobbchansen negativt, Komposition: -0,0120*** -0,0112*** -0,0112*** -0,00696*** -0,00760*** individsammansättning med –0,54 procentenhet. Samtidigt har minskad genomsnittlig sjukfrånvaro och
(0,0004) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0003) lägre andel med funktionshinderskod båda bidragit positivt till jobbchansen (totalt
[32,79 %] [30,03 %] [30,03 %] [21,82 %] [23,82 %] 0,41 procentenhet). 43 Komposition: 0,0018*** 0,0019*** 0,0011*** 0,0011*** 0,0011*** Punkskattningen för individegenskapers och stramhetens betydelse (dvs.
stramhet
(0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) parameterändringar) är +0,20 procentenheter (dvs. en förbättring), men denna
[-4,92 %] [-5,09 %] [-2,95 %] [-3,45 %] [-3,45 %] siffra är inte statistiskt säkerställd. Intercept -0,0283*** -0,0292*** -0,0256*** -0,0266*** -0,0259*** Den största delen av den försämrade jobbchansen är oförklarad, vilket yttrar sig i
(0,0031) (0,0030) (0,0031) (0,0033) (0,0031) en generell försämring av jobbchansen för jämförelsegruppen. Denna grupp
definierades i ett tidigare avsnitt, men definitionen upprepas här för tydlighets
[77,26 %] [78,29 %] [68,67 %] [83,34 %] [81,41 %]
skull. Jämförelsegruppen består av inrikes födda män i ålderskategorin 35–45 år Ändrade parametrar 0,002 0,0012 -0,0016 0,0005 0,0006
med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, med genomsnittlig tidigare
(0,0030) (0,0030) (0,0030) (0,0032) (0,0030) sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet.
[-5,36 %] [-3,35 %] [4,37 %] [-1,67 %] [-1,73 %] Genomsnitten är beräknade för alla observationer, dvs. data från 2007 och 2015
ihop. Jämförelsegruppens jobbchans har försämrats med hela 2,8 procentenheter
mellan 2007 och 2015 (se första kolumnen i tabell 2). Detta är mer än dubbelt så
43 Tabell 2 innehåller resultat redovisade i grupper. Alla variablers enskilda kompositionsbidrag till den
minskade jobbchansen redovisas i den första kolumnen i tabell 12 i bilaga 2. Skattningarna i tabell
12 summerar till siffran –1,03 procentenheter, dvs. det sammanlagda bidraget.
40 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 41
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
skild från den för personer med gymnasieutbildning 2007, och statistiskt OB-dekomponering av den minskade jobbchansen signifikant men relativt liten i storlek 2015 (1,2 procentenheter). Den negativa Den genomsnittliga jobbchansen minskade med 3,66 procentenheter mellan 2007 differensen i jobbchans mellan arbetslösa med grundskoleutbildning och dem och 2015. Resultaten ovan ger en komplex bild av orsakerna till denna minskning. med gymnasieutbildning har minskat i storlek (–3,2 procentenheter till –2,5 Å ena sidan pekar kompositionsförändringen, mätt som ändrade procentenheter). I absolut storlek är den ”skyddande” effekten av individegenskaper, mot matchningsförsämring. Samtidigt har stramheten högskoleutbildning jämfört med gymnasium således ungefär hälften av den förbättrats avsevärt utan någon minskning av stramhetens positiva betydelse för skyddande effekten av gymnasium jämfört med grundskoleutbildning. Slutligen jobbchansen. Flera av parameterförändringarna borde rimligen ha lett till en något har stramhetens betydelse för jobbchansen varit konstant. Mer om tolkning av förbättrad matchning allt annat lika. parametern för denna variabel kommer i avsnitt 5.3.4.
När alla dessa skeenden sammanfattas i en OB-dekomponering lyder resultaten Tabell 2 Nedbrytning av jobbchansförändringen mellan oktober 2007 och oktober 2015
som följer (se den första kolumnen i tabell 2 för resultat redovisade i grupper och
den första kolumnen i tabell 12 i bilaga 2 för resultat på variabelnivå). Av de –3,66
Pop. A Pop. B Pop. B Pop. C Pop. C
procentenheter som jobbchansen har minskat med står kompositionsförändringar
Stramhetsmått Län Län Län och Län och Län och
för –1,03 procentenhet. Dessa kompositionsförändringar kan vidare brytas ner i
yrke yrke yrke
sådana som handlar om individsammansättning och stramhetsförändringar. Ändrad Total skillnad -0,0366*** -0,0373*** -0,0373*** -0,0319*** -0,0319***
individsammansättning står för –1,2 procentenhet, eller en tredjedel (33 %) av
(0,0008) (0,0008) (0,0007) (0,0009) (0,0009) jobbchansminskningen, medan den förbättrade stramheten står för en liten
[100 %] [100 %] [100 %] [100 %] [100 %] ökning av jobbchansen (+0,2 procentenhet). Inte oväntat står födelseland för en
mycket stor del av kompositionsförsämringen: –1,00 procentenhet. Av den Komposition: -0,0103*** -0,0093*** -0,0100*** -0,0058*** -0,0065*** totalt sistnämnda utgörs lejonparten av arbetslösa födda i Afghanistan, Etiopien/Eritrea,
(0,0004) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0004)
Irak, Somalia och Syrien (–0,86 procentenhet).
[28,10 %] [25,06 %] [26,95 %] [18,33 %] [20,31 %]
Den ändrade ålderssammansättningen har också påverkat jobbchansen negativt, Komposition: -0,0120*** -0,0112*** -0,0112*** -0,00696*** -0,00760*** individsammansättning med –0,54 procentenhet. Samtidigt har minskad genomsnittlig sjukfrånvaro och
(0,0004) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0003) lägre andel med funktionshinderskod båda bidragit positivt till jobbchansen (totalt
[32,79 %] [30,03 %] [30,03 %] [21,82 %] [23,82 %] 0,41 procentenhet). 43 Komposition: 0,0018*** 0,0019*** 0,0011*** 0,0011*** 0,0011*** Punkskattningen för individegenskapers och stramhetens betydelse (dvs.
stramhet
(0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) (0,0001) parameterändringar) är +0,20 procentenheter (dvs. en förbättring), men denna
[-4,92 %] [-5,09 %] [-2,95 %] [-3,45 %] [-3,45 %] siffra är inte statistiskt säkerställd. Intercept -0,0283*** -0,0292*** -0,0256*** -0,0266*** -0,0259*** Den största delen av den försämrade jobbchansen är oförklarad, vilket yttrar sig i
(0,0031) (0,0030) (0,0031) (0,0033) (0,0031) en generell försämring av jobbchansen för jämförelsegruppen. Denna grupp
definierades i ett tidigare avsnitt, men definitionen upprepas här för tydlighets
[77,26 %] [78,29 %] [68,67 %] [83,34 %] [81,41 %]
skull. Jämförelsegruppen består av inrikes födda män i ålderskategorin 35–45 år Ändrade parametrar 0,002 0,0012 -0,0016 0,0005 0,0006
med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, med genomsnittlig tidigare
(0,0030) (0,0030) (0,0030) (0,0032) (0,0030) sjukpenning och som söker jobb i ett län med genomsnittlig stramhet.
[-5,36 %] [-3,35 %] [4,37 %] [-1,67 %] [-1,73 %] Genomsnitten är beräknade för alla observationer, dvs. data från 2007 och 2015
ihop. Jämförelsegruppens jobbchans har försämrats med hela 2,8 procentenheter
mellan 2007 och 2015 (se första kolumnen i tabell 2). Detta är mer än dubbelt så
43 Tabell 2 innehåller resultat redovisade i grupper. Alla variablers enskilda kompositionsbidrag till den
minskade jobbchansen redovisas i den första kolumnen i tabell 12 i bilaga 2. Skattningarna i tabell
12 summerar till siffran –1,03 procentenheter, dvs. det sammanlagda bidraget.
40 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 41
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
mycket som den sammanlagda betydelsen av kompositionsförändringar (–1,03 stramheten inom individens sökta yrke på länsnivå. Yrkeskategorierna bygger på
procentenheter) och står för drygt tre fjärdedelar av försämringen (77 %). SSYK-kod och beskrivs i dataavsnittet (se tabell 1). En nackdel med att också
använda information om yrke är att en del data försvinner. Det kan inte uteslutas Sammantaget visar resultaten ovan att förändringar i individsammansättningen
att saknad yrkeskategori korrelerar med observerade och icke-observerade hos arbetslösa, som förväntat, har bidragit negativt till den försämrade
individegenskaper, vilket försvårar jämförelsen med tidigare resultat. Detta jobbchansen i samband med och efter finanskrisen. Kompositionen förklarar dock
hanteras genom att först skatta om samma modell som i avsnitt 5.3.2 men med inte mer än en tredjedel av jobbchansförsämringen. Till största delen är
data som begränsas efter tillgång till stramhet på yrkes- och länsnivå. Skattningar jobbchansförsämringen oförklarad; vi observerar en allmän försämring av
som bygger på den logistiska regressionen för detta nya urval finns i kolumn tre jobbchansen hos en relativt väletablerad grupp på arbetsmarknaden, som står för
och fyra (”Population B”) i tabell 8 i bilaga 2. Antalet observationer är nu 182 017 ungefär tre fjärdedelar av försämringen. Hur rimliga är resultaten i förhållande till
(2007) och 302 268 (2015), av vilket framgår att bortfallet är procentuellt större tidigare studier? Eftersom tidigare studier saknar en direkt skattning går det inte
2015. Själva skattningarna är dock mycket lika och det är svårt att se någon större att hitta en specifik siffra att jämföra med. Som beskrevs i avsnitt 3.2 har
skillnad mellan kolumn ett och tre respektive mellan kolumn två och fyra i tabell 8 skrivningarna i tidigare studier varit ganska otydliga, men i flera studier bedöms
i bilaga 2. Bortfallet tycks med andra ord inte ha påverkat resultaten nämnvärt. individsammansättningen vara en viktig faktor. Den studie som ligger närmast
när det gäller metod är på mikrodata från USA och visar att kompositionen står Det finns dock en liten skillnad i jobbchansskattningarna för detta nya urval
för en stor del av matchningsförsämringen, vilket vid en första anblick tycks skilja (kolumn två jämfört med kolumn ett i tabell 8 i bilaga 2). Denna skillnad
sig från resultaten i granskningen.44 En anledning till skillnaden kan naturligtvis uppenbarar sig i att de negativa skattningarna för utrikes födda från t.ex.
vara att utvecklingen har varit annorlunda i Sverige jämfört med USA. En mer Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia och Syrien alla är mindre i storlek
konkret skillnad är att arbetslöshetsduration för arbetslösa används som en med det nya urvalet. Detta tyder på att kravet på data över yrkeskategori resulterar i
individegenskap i studien från USA. Eftersom durationen är inversen av en något mer positivt selekterad grupp av utrikes födda. Det innebär i sin tur att
jobbchansen45 är denna empiriska specifikation tveksam. Den innebär enkelt när resultaten där stramhet på länsnivå ersätts av stramhet på läns- och yrkesnivå bör
uttryckt att jobbchansen förklaras med avsaknad av jobbchans, ett resultaten jämföras för samma urval, dvs. det begränsade.
cirkelresonemang. Ytterligare en viktig förklaringsvariabel i studien av Barnichon
Skattningarna från de regressioner som står till grund för OB-dekomponeringen och Figura är skäl till arbetslöshet. Denna variabel är inte heller en renodlad
med den nya variabeln redovisas i de sista två kolumnerna i tabell 8 egenskap, utan ett utfall av bland annat konjunkturläge. En granskning av
(”Population B”). Jämfört med kolumn tre och fyra finns endast små förändringar resultaten visar i själva verket att demografiska variabler, som är rena
i skattningarna. Skattningen för den nya variabeln stramhet på läns- och yrkesnivå individegenskaper, förklarar endast en liten del av matchningsförsämringen46.
är som förväntat positiv. Att den är lägre än skattningen för stramhet på länsnivå Resultaten i denna granskning är i linje med detta.
går dock inte att tolka direkt. För detta ändamål genomförs en analys i avsnitt 5.3.4.
Frågan som ställs i nästa avsnitt är om det går att förklara mer av
Den genomsnittliga jobbchansförsämringen för den nya populationen är –3,73 jobbchansförsämringen med en mer detaljerad definition av stramhet.
procentenheter. Dekomponeringen med den nya variabeln redovisas gruppvis i
kolumn tre i tabell 2 samt variabel för variabel i kolumn tre i tabell 12 i bilaga 2.
5.3.2¶Dekomponering av jobbchansförsämringen med en
Sammantaget förklarar kompositionsförändringarna –1,0 procentenhet, av vilket
yrkesspecifik stramhet
–1,1 procentenhet beror på individsammansättning och +0,1 procentenhet beror
I föregående avsnitt användes ett mått på stramheten som bygger på antalet på förbättrad stramhet. Motsvarande siffra för stramheten med samma urval men
arbetslösa och antalet lediga jobb i det län där den arbetssökande bor. I detta variabeln stramhet på länsnivå är högre (+0,2 procentenheter).
avsnitt genomförs en OB-dekomponering med en mer detaljerad och rimligen Individsammansättningens bidrag skiljer sig dock inte åt beroende på
mer verklighetstrogen stramhetsdefinition, där hänsyn tas till sökt yrke (förutom stramhetsmått (1,1 procentenhet i båda fallen). Sammantaget tycks det mer
län). Utifrån uppgifter från Af om individens sökta yrke bildas ett mått, som mäter detaljerade måttet på stramhet på yrkes- och länsnivå inte påverka
individsammansättningens bidrag. För stramhetens betydelse i sig tycks det dock
viktigt att ta hänsyn till både län och yrke, och inte bara län.
44 Barnichon och Figura (2015), figur 6. 45 Se t.ex. Petrongolo och Pissarides (2001). 46 Jfr panel C med panel B i figur 6 i Barnichon och Figura (2015).
42 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 43
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
mycket som den sammanlagda betydelsen av kompositionsförändringar (–1,03 stramheten inom individens sökta yrke på länsnivå. Yrkeskategorierna bygger på
procentenheter) och står för drygt tre fjärdedelar av försämringen (77 %). SSYK-kod och beskrivs i dataavsnittet (se tabell 1). En nackdel med att också
använda information om yrke är att en del data försvinner. Det kan inte uteslutas Sammantaget visar resultaten ovan att förändringar i individsammansättningen
att saknad yrkeskategori korrelerar med observerade och icke-observerade hos arbetslösa, som förväntat, har bidragit negativt till den försämrade
individegenskaper, vilket försvårar jämförelsen med tidigare resultat. Detta jobbchansen i samband med och efter finanskrisen. Kompositionen förklarar dock
hanteras genom att först skatta om samma modell som i avsnitt 5.3.2 men med inte mer än en tredjedel av jobbchansförsämringen. Till största delen är
data som begränsas efter tillgång till stramhet på yrkes- och länsnivå. Skattningar jobbchansförsämringen oförklarad; vi observerar en allmän försämring av
som bygger på den logistiska regressionen för detta nya urval finns i kolumn tre jobbchansen hos en relativt väletablerad grupp på arbetsmarknaden, som står för
och fyra (”Population B”) i tabell 8 i bilaga 2. Antalet observationer är nu 182 017 ungefär tre fjärdedelar av försämringen. Hur rimliga är resultaten i förhållande till
(2007) och 302 268 (2015), av vilket framgår att bortfallet är procentuellt större tidigare studier? Eftersom tidigare studier saknar en direkt skattning går det inte
2015. Själva skattningarna är dock mycket lika och det är svårt att se någon större att hitta en specifik siffra att jämföra med. Som beskrevs i avsnitt 3.2 har
skillnad mellan kolumn ett och tre respektive mellan kolumn två och fyra i tabell 8 skrivningarna i tidigare studier varit ganska otydliga, men i flera studier bedöms
i bilaga 2. Bortfallet tycks med andra ord inte ha påverkat resultaten nämnvärt. individsammansättningen vara en viktig faktor. Den studie som ligger närmast
när det gäller metod är på mikrodata från USA och visar att kompositionen står Det finns dock en liten skillnad i jobbchansskattningarna för detta nya urval
för en stor del av matchningsförsämringen, vilket vid en första anblick tycks skilja (kolumn två jämfört med kolumn ett i tabell 8 i bilaga 2). Denna skillnad
sig från resultaten i granskningen.44 En anledning till skillnaden kan naturligtvis uppenbarar sig i att de negativa skattningarna för utrikes födda från t.ex.
vara att utvecklingen har varit annorlunda i Sverige jämfört med USA. En mer Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia och Syrien alla är mindre i storlek
konkret skillnad är att arbetslöshetsduration för arbetslösa används som en med det nya urvalet. Detta tyder på att kravet på data över yrkeskategori resulterar i
individegenskap i studien från USA. Eftersom durationen är inversen av en något mer positivt selekterad grupp av utrikes födda. Det innebär i sin tur att
jobbchansen45 är denna empiriska specifikation tveksam. Den innebär enkelt när resultaten där stramhet på länsnivå ersätts av stramhet på läns- och yrkesnivå bör
uttryckt att jobbchansen förklaras med avsaknad av jobbchans, ett resultaten jämföras för samma urval, dvs. det begränsade.
cirkelresonemang. Ytterligare en viktig förklaringsvariabel i studien av Barnichon
Skattningarna från de regressioner som står till grund för OB-dekomponeringen och Figura är skäl till arbetslöshet. Denna variabel är inte heller en renodlad
med den nya variabeln redovisas i de sista två kolumnerna i tabell 8 egenskap, utan ett utfall av bland annat konjunkturläge. En granskning av
(”Population B”). Jämfört med kolumn tre och fyra finns endast små förändringar resultaten visar i själva verket att demografiska variabler, som är rena
i skattningarna. Skattningen för den nya variabeln stramhet på läns- och yrkesnivå individegenskaper, förklarar endast en liten del av matchningsförsämringen46.
är som förväntat positiv. Att den är lägre än skattningen för stramhet på länsnivå Resultaten i denna granskning är i linje med detta.
går dock inte att tolka direkt. För detta ändamål genomförs en analys i avsnitt 5.3.4.
Frågan som ställs i nästa avsnitt är om det går att förklara mer av
Den genomsnittliga jobbchansförsämringen för den nya populationen är –3,73 jobbchansförsämringen med en mer detaljerad definition av stramhet.
procentenheter. Dekomponeringen med den nya variabeln redovisas gruppvis i
kolumn tre i tabell 2 samt variabel för variabel i kolumn tre i tabell 12 i bilaga 2.
5.3.2¶Dekomponering av jobbchansförsämringen med en
Sammantaget förklarar kompositionsförändringarna –1,0 procentenhet, av vilket
yrkesspecifik stramhet
–1,1 procentenhet beror på individsammansättning och +0,1 procentenhet beror
I föregående avsnitt användes ett mått på stramheten som bygger på antalet på förbättrad stramhet. Motsvarande siffra för stramheten med samma urval men
arbetslösa och antalet lediga jobb i det län där den arbetssökande bor. I detta variabeln stramhet på länsnivå är högre (+0,2 procentenheter).
avsnitt genomförs en OB-dekomponering med en mer detaljerad och rimligen Individsammansättningens bidrag skiljer sig dock inte åt beroende på
mer verklighetstrogen stramhetsdefinition, där hänsyn tas till sökt yrke (förutom stramhetsmått (1,1 procentenhet i båda fallen). Sammantaget tycks det mer
län). Utifrån uppgifter från Af om individens sökta yrke bildas ett mått, som mäter detaljerade måttet på stramhet på yrkes- och länsnivå inte påverka
individsammansättningens bidrag. För stramhetens betydelse i sig tycks det dock
viktigt att ta hänsyn till både län och yrke, och inte bara län.
44 Barnichon och Figura (2015), figur 6. 45 Se t.ex. Petrongolo och Pissarides (2001). 46 Jfr panel C med panel B i figur 6 i Barnichon och Figura (2015).
42 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 43
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
5.3.3¶Individegenskaper som inte observeras i data 5.3.4 Stramhetens och individkomponentens betydelse för
En möjlig förklaring till att interceptet (”jämförelsegruppen”) står för så stor del av jobbchansen försämringen i jobbchans kan vara att de arbetslösa 2015 skiljer sig från samma Som nämndes ovan är det något svårare att ge en intuitiv tolkning av skattningar grupp 2007 med avseende på icke-observerade variabler (”ändrad sortering”). Ett som avser kontinuerliga variabler än vad fallet är för kategoriska variabler. En sätt att undersöka betydelsen av sortering på icke-observerade variabler är att sådan tolkning kan vara viktig för att kunna förstå varför byte av stramhetsmåttet inkludera individkomponenten från en löneregression med individ- och (avsnitt 5.3.2) och tillägg av en individkomponent från en tidigare skattad företagsspecifik komponent (se avsnitt 3.3).47 Individkomponenten skattas med
löneregression (avsnitt 5.3.3) inte ändrar resultaten av dekomponeringen. En data för perioden 1997–2007 för de arbetslösa 2007, och 2005–2015 för arbetslösa anledning till detta kan helt enkelt vara att dessa variabler i sig inte påverkar 2015. En svårighet är att många arbetslösa aldrig har haft ett arbete och därför går jobbchansen nämnvärt. För att ta reda på om så är fallet genomförs en det inte att skatta en individkomponent för dem. Urvalet för en skattning där kontrafaktisk analys med hjälp av skattade parametrar för variablerna stramhet individkomponenten ingår begränsas med andra ord, och begränsningen är (län), stramhet (län och yrke) och individkomponent. För en rättvis jämförelse har sannolikt inte slumpmässig. För att hantera detta är upplägget detsamma som i skattningarna gjorts på samma urval, nämligen det minsta urvalet, där det finns föregående avsnitt: först skattas en dekomponering med variabeln stramhet på data för alla tre variabler. läns- och yrkesnivå för det begränsade urvalet. Sedan jämförs denna skattning med
Den kontrafaktiska analysen med avseende på en viss variabel, säg Z, går ut på att en skattning där även den nya variabeln individkomponent ingår. Eftersom urvalet
predicera den genomsnittliga jobbchansen för olika percentiler av Z för att på det är detsamma i båda dessa skattningar går det att jämföra dem sinsemellan.
sättet mäta betydelsen av variabeln för jobbchansen. Utifrån skattningar från Logitskattningar redovisas i tabell 8 i bilaga 2 (jfr kolumn ett med kolumn tre samt logistisk regression prediceras jobbchansen för varje individ i data givet individens två med fyra). Det är svårt att se någon större skillnad mellan modellen med och faktiska variabelvärden för alla variabler utom Z. I ett första steg sätts värdet för Z utan individkomponent. Som förväntat är ett högre värde på individkomponenten till den femte percentilen för alla individer, och därefter beräknas den förknippat med högre jobbchans. Den exakta tolkningen görs i nästa avsnitt. genomsnittliga predicerade jobbchansen. I nästa steg sätts värdet för Z till den
tionde percentilen (med övriga variabler orörda) och en ny beräkning av den OB-dekomponeringen redovisas i sista kolumnerna i tabell 2 respektive tabell 12 i
genomsnittliga predicerade jobbchansen genomförs. Detta görs för alla percentiler bilaga 2. Skattningen för individkomponenten från tabell 12 visar att de
upp till den 95:e och för alla tre undersökta variabler. arbetslösas sammansättning med avseende på individkomponenten från en löneregression har försämrats marginellt. Ändring i kompositionen av arbetslösa Diagram 14 visar resultat från denna kontrafaktiska analys som har skattats på med avseende på variabeln individkomponent har bidragit negativt till data från 2015. Att gå från botten till toppen av fördelningen i individkomponent matchningen, men bidraget är mycket litet (–0,04 procentenheter). I detta urval hänger samman med en betydande skillnad i jobbchans (ökning från 5,5 % till har jobbchansen minskat med 3,2 procentenheter, och kompositionsförändringar drygt 8 %). Motsvarande skillnad mellan den första och tredje kvartilen hänger förklarar 0,7 procentenheter av försämringen i jobbchans i båda modellerna (dvs. också ihop med högre jobbchans, men i mindre utsträckning (en ökning med med respektive utan individkomponent från en löneregression). Av dessa –0,7 cirka 1 procentenhet). Liknande bild gäller för de andra två variablerna, men procentenheter står ändrad individsammansättning för –0,8 procentenheter och sambandet mellan dem och jobbchansen tycks vara något svagare, dvs. kurvorna ändrad stramhet för +0,1 procentenheter. är aningen plattare. Sammantaget verkar betingningen på tidigare anställning, som det begränsade Sammantaget verkar både individkomponenten från en löneregression urvalet innebär, i sig leda till en ändrad sortering (3,2 jämfört med 3,73 (”oobserverad förmåga”) och stramheten spela betydande roll för jobbchansen. procentenheters minskning av jobbchansen). Men eftersom den nya variabeln inte Om skattningarna här jämförs med t.ex. utbildningens betydelse framstår de som påverkar resultaten tycks det som om observerade karaktäristika fungerar relativt något svagare. Jobbchansen för en person med högskoleutbildning var t.ex. väl för att genomföra en OB-dekomponering av den minskade jobbchansen. 2,5 + 1,2 = 3,7 procentenheter högre än för grundskoleutbildning 2015 (tabell 8 i
bilaga 2, kolumn 2). Detta är något högre än ökningen i individkomponent från
femte till 95:e percentilen (2,5 procentenheter). Men det går inte att förklara
stramhetens och individkomponentens obetydelse för OB-dekomponeringen med 47 att de inte skulle vara relevanta för jobbchansen i sig. Liknande metod har använts i tidigare studier, se t.ex. Carlsson, Messina och Nordström Skans
(2011), Hensvik (2014), Heyman och Sjöholm (2012) och Eliasson (2014),
44 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 45
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
5.3.3¶Individegenskaper som inte observeras i data 5.3.4 Stramhetens och individkomponentens betydelse för
En möjlig förklaring till att interceptet (”jämförelsegruppen”) står för så stor del av jobbchansen försämringen i jobbchans kan vara att de arbetslösa 2015 skiljer sig från samma Som nämndes ovan är det något svårare att ge en intuitiv tolkning av skattningar grupp 2007 med avseende på icke-observerade variabler (”ändrad sortering”). Ett som avser kontinuerliga variabler än vad fallet är för kategoriska variabler. En sätt att undersöka betydelsen av sortering på icke-observerade variabler är att sådan tolkning kan vara viktig för att kunna förstå varför byte av stramhetsmåttet inkludera individkomponenten från en löneregression med individ- och (avsnitt 5.3.2) och tillägg av en individkomponent från en tidigare skattad företagsspecifik komponent (se avsnitt 3.3).47 Individkomponenten skattas med
löneregression (avsnitt 5.3.3) inte ändrar resultaten av dekomponeringen. En data för perioden 1997–2007 för de arbetslösa 2007, och 2005–2015 för arbetslösa anledning till detta kan helt enkelt vara att dessa variabler i sig inte påverkar 2015. En svårighet är att många arbetslösa aldrig har haft ett arbete och därför går jobbchansen nämnvärt. För att ta reda på om så är fallet genomförs en det inte att skatta en individkomponent för dem. Urvalet för en skattning där kontrafaktisk analys med hjälp av skattade parametrar för variablerna stramhet individkomponenten ingår begränsas med andra ord, och begränsningen är (län), stramhet (län och yrke) och individkomponent. För en rättvis jämförelse har sannolikt inte slumpmässig. För att hantera detta är upplägget detsamma som i skattningarna gjorts på samma urval, nämligen det minsta urvalet, där det finns föregående avsnitt: först skattas en dekomponering med variabeln stramhet på data för alla tre variabler. läns- och yrkesnivå för det begränsade urvalet. Sedan jämförs denna skattning med
Den kontrafaktiska analysen med avseende på en viss variabel, säg Z, går ut på att en skattning där även den nya variabeln individkomponent ingår. Eftersom urvalet
predicera den genomsnittliga jobbchansen för olika percentiler av Z för att på det är detsamma i båda dessa skattningar går det att jämföra dem sinsemellan.
sättet mäta betydelsen av variabeln för jobbchansen. Utifrån skattningar från Logitskattningar redovisas i tabell 8 i bilaga 2 (jfr kolumn ett med kolumn tre samt logistisk regression prediceras jobbchansen för varje individ i data givet individens två med fyra). Det är svårt att se någon större skillnad mellan modellen med och faktiska variabelvärden för alla variabler utom Z. I ett första steg sätts värdet för Z utan individkomponent. Som förväntat är ett högre värde på individkomponenten till den femte percentilen för alla individer, och därefter beräknas den förknippat med högre jobbchans. Den exakta tolkningen görs i nästa avsnitt. genomsnittliga predicerade jobbchansen. I nästa steg sätts värdet för Z till den
tionde percentilen (med övriga variabler orörda) och en ny beräkning av den OB-dekomponeringen redovisas i sista kolumnerna i tabell 2 respektive tabell 12 i
genomsnittliga predicerade jobbchansen genomförs. Detta görs för alla percentiler bilaga 2. Skattningen för individkomponenten från tabell 12 visar att de
upp till den 95:e och för alla tre undersökta variabler. arbetslösas sammansättning med avseende på individkomponenten från en löneregression har försämrats marginellt. Ändring i kompositionen av arbetslösa Diagram 14 visar resultat från denna kontrafaktiska analys som har skattats på med avseende på variabeln individkomponent har bidragit negativt till data från 2015. Att gå från botten till toppen av fördelningen i individkomponent matchningen, men bidraget är mycket litet (–0,04 procentenheter). I detta urval hänger samman med en betydande skillnad i jobbchans (ökning från 5,5 % till har jobbchansen minskat med 3,2 procentenheter, och kompositionsförändringar drygt 8 %). Motsvarande skillnad mellan den första och tredje kvartilen hänger förklarar 0,7 procentenheter av försämringen i jobbchans i båda modellerna (dvs. också ihop med högre jobbchans, men i mindre utsträckning (en ökning med med respektive utan individkomponent från en löneregression). Av dessa –0,7 cirka 1 procentenhet). Liknande bild gäller för de andra två variablerna, men procentenheter står ändrad individsammansättning för –0,8 procentenheter och sambandet mellan dem och jobbchansen tycks vara något svagare, dvs. kurvorna ändrad stramhet för +0,1 procentenheter. är aningen plattare. Sammantaget verkar betingningen på tidigare anställning, som det begränsade Sammantaget verkar både individkomponenten från en löneregression urvalet innebär, i sig leda till en ändrad sortering (3,2 jämfört med 3,73 (”oobserverad förmåga”) och stramheten spela betydande roll för jobbchansen. procentenheters minskning av jobbchansen). Men eftersom den nya variabeln inte Om skattningarna här jämförs med t.ex. utbildningens betydelse framstår de som påverkar resultaten tycks det som om observerade karaktäristika fungerar relativt något svagare. Jobbchansen för en person med högskoleutbildning var t.ex. väl för att genomföra en OB-dekomponering av den minskade jobbchansen. 2,5 + 1,2 = 3,7 procentenheter högre än för grundskoleutbildning 2015 (tabell 8 i
bilaga 2, kolumn 2). Detta är något högre än ökningen i individkomponent från
femte till 95:e percentilen (2,5 procentenheter). Men det går inte att förklara
stramhetens och individkomponentens obetydelse för OB-dekomponeringen med 47 att de inte skulle vara relevanta för jobbchansen i sig. Liknande metod har använts i tidigare studier, se t.ex. Carlsson, Messina och Nordström Skans
(2011), Hensvik (2014), Heyman och Sjöholm (2012) och Eliasson (2014),
44 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 45
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 14 Jobbchansens samvariation med stramheten samt individkomponenten från subventionerade arbeten.48 Nedan kommenteras endast den första kolumnen i löneregression
tabell 3. Jobbchansen har minskat med 3,18 procentenheter mellan oktober 2007 Predicerad jobbchans och oktober 2015 då även subventionerade arbeten läggs in i arbetsmåttet.
Individsammansättningen står för 36 procent av jobbchansminskningen vilket är
endast något högre än i de tidigare skattningarna (33 %, kolumn ett i tabell 2). 0,08 Resultaten tycks därmed inte vara särskilt känsliga för det mått för övergångar till
arbete som används. I bilaga 3 redovisas även diagram över
jobbchansförändringen över tid för olika grupper med det nya jobbchansmåttet (se
diagram 18–22). Dessa diagram ger i allt väsentligt samma bild som motsvarande 0,07 diagram med osubventionerad anställning som jobbchansmått (se avsnitt 5.2.2).
Tabell 3 Nedbrytning av jobbchansförändringen mellan oktober 2007 och oktober 2015
(jobbchansmått där även subventionerade anställningar ingår)
Pop. A Pop. B Pop. B Pop. C Pop. C
0,06
Stramhetsmått Län Län Län och Län och Län och yrke yrke yrke
5 15 25 25 45 55 65 75 85 95 Total skillnad -0,0318*** -0,0320*** -0,0320*** -0,0247*** -0,0247***
Percentil
Individeffekt från löneregression Stramhet (län) (0,0008) (0,0008) (0,0009) (0,0009) (0,0009)
Stramhet (län och yrke) [100 %] [100 %] [100 %] [100 %] [100 %] Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Komposition: -0,0098*** -0,0086*** -0,0094*** -0,0049*** -0,0057***
totalt
(0,0005) (0,0004) (0,0005) (0,0003) (0,0004)
5.4¶Alternativa mått på vakanser och övergångar till arbete [30,86 %] [26,96 %] [29,35 %] [19,91 %] [22,9 %]
samt andra perioder Komposition: -0,0115*** -0,0104*** -0,0103*** -0,0058*** -0,0065***
individsammansättning
(0,0005) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0003) I granskningens huvudanalyser har vi använt samma mått på övergångar till arbete som i tidigare studier (dvs. osubventionerat arbete) och Af:s egna data på [36,16 %] [32,5 %] [32,19 %] [23,4 %] [26,44 %] kvarstående lediga jobb som vakansmått. Vi har dessutom fokuserat på att Komposition: 0,0017*** 0,0017*** 0,0009*** 0,0009*** 0,0009***
stramhet
undersöka individsammansättningens betydelse för perioden efter finanskrisen, (0,00010) (0,00011) (0,00007) (0,00007) (0,00007) eftersom det är då den största matchningsförsämringen observerats, vilket även
[-5,22 %] [-5,44 %] [-2,77 %] [-3,54 %] [-3,56 %] tidigare studier har uppmärksammat. I detta delavsnitt redovisar vi resultat med
Intercept -0,0249*** -0,0256*** -0,0223*** -0,0241*** -0,0232*** ett alternativt jobbchansmått som även tar hänsyn till subventionerad anställning,
(0,0030) (0,0032) (0,0030) (0,0032) (0,0034) ett alternativt vakansmått som bygger på data från SCB samt två andra perioder (oktober 1992 – oktober 1997 och oktober 1997 – oktober 2007). Att använda [78,42 %] [80,06 %] [69,71 %] [97,62 %] [94,19 %] alternativa mått på vakanser och jobbchansen kan ses som känslighetsanalyser där Ändrade parametrar 0,0029 0,0022 -0,0003 0,0043* 0,0042* syftet är att mäta om individsammansättningens betydelse påverkas av dessa (0,0029) (0,0031) (0,0030) (0,0030) (0,0032) alternativa mått. Att skatta individsammansättningens betydelse för
[-9,28 %] [-7,02 %] [0,94 %] [-17,53 %] [-17,09 %] jobbchansförändringen under andra perioder (t.ex. en förbättring av jobbchansen 1997 till 2007) kan vara intressant i sig.
48 Se Definitioner och förklaringar för Arbetsförmedlingens statistik, hämtad 2017-10-30, I tabell 3 redovisas resultat med det alternativa måttet på jobbchans. Tabell 3 är upplagd på samma sätt som tabell 2, men i stället för att enbart mäta övergångar https://www.arbetsformedlingen.se/Om-oss/Statistik-och-publikationer/Statistik/Forklaring-av-
statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. Arbeten med stöd som ingår i definitionen beskrivs till osubventionerade jobb som tidigare studier har gjort, mäts även övergångar till under rubrikerna Anställningsstöd och Särskilda insatser för personer med funktionsnedsättning som
medför nedsatt arbetsförmåga.
46 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 47
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Diagram 14 Jobbchansens samvariation med stramheten samt individkomponenten från subventionerade arbeten.48 Nedan kommenteras endast den första kolumnen i löneregression
tabell 3. Jobbchansen har minskat med 3,18 procentenheter mellan oktober 2007 Predicerad jobbchans och oktober 2015 då även subventionerade arbeten läggs in i arbetsmåttet.
Individsammansättningen står för 36 procent av jobbchansminskningen vilket är
endast något högre än i de tidigare skattningarna (33 %, kolumn ett i tabell 2). 0,08 Resultaten tycks därmed inte vara särskilt känsliga för det mått för övergångar till
arbete som används. I bilaga 3 redovisas även diagram över
jobbchansförändringen över tid för olika grupper med det nya jobbchansmåttet (se
diagram 18–22). Dessa diagram ger i allt väsentligt samma bild som motsvarande 0,07 diagram med osubventionerad anställning som jobbchansmått (se avsnitt 5.2.2).
Tabell 3 Nedbrytning av jobbchansförändringen mellan oktober 2007 och oktober 2015
(jobbchansmått där även subventionerade anställningar ingår)
Pop. A Pop. B Pop. B Pop. C Pop. C
0,06
Stramhetsmått Län Län Län och Län och Län och yrke yrke yrke
5 15 25 25 45 55 65 75 85 95 Total skillnad -0,0318*** -0,0320*** -0,0320*** -0,0247*** -0,0247***
Percentil
Individeffekt från löneregression Stramhet (län) (0,0008) (0,0008) (0,0009) (0,0009) (0,0009)
Stramhet (län och yrke) [100 %] [100 %] [100 %] [100 %] [100 %] Källa: Egna bearbetningar av registerdata från Af och SCB. Komposition: -0,0098*** -0,0086*** -0,0094*** -0,0049*** -0,0057***
totalt
(0,0005) (0,0004) (0,0005) (0,0003) (0,0004)
5.4¶Alternativa mått på vakanser och övergångar till arbete [30,86 %] [26,96 %] [29,35 %] [19,91 %] [22,9 %]
samt andra perioder Komposition: -0,0115*** -0,0104*** -0,0103*** -0,0058*** -0,0065***
individsammansättning
(0,0005) (0,0004) (0,0004) (0,0003) (0,0003) I granskningens huvudanalyser har vi använt samma mått på övergångar till arbete som i tidigare studier (dvs. osubventionerat arbete) och Af:s egna data på [36,16 %] [32,5 %] [32,19 %] [23,4 %] [26,44 %] kvarstående lediga jobb som vakansmått. Vi har dessutom fokuserat på att Komposition: 0,0017*** 0,0017*** 0,0009*** 0,0009*** 0,0009***
stramhet
undersöka individsammansättningens betydelse för perioden efter finanskrisen, (0,00010) (0,00011) (0,00007) (0,00007) (0,00007) eftersom det är då den största matchningsförsämringen observerats, vilket även
[-5,22 %] [-5,44 %] [-2,77 %] [-3,54 %] [-3,56 %] tidigare studier har uppmärksammat. I detta delavsnitt redovisar vi resultat med
Intercept -0,0249*** -0,0256*** -0,0223*** -0,0241*** -0,0232*** ett alternativt jobbchansmått som även tar hänsyn till subventionerad anställning,
(0,0030) (0,0032) (0,0030) (0,0032) (0,0034) ett alternativt vakansmått som bygger på data från SCB samt två andra perioder (oktober 1992 – oktober 1997 och oktober 1997 – oktober 2007). Att använda [78,42 %] [80,06 %] [69,71 %] [97,62 %] [94,19 %] alternativa mått på vakanser och jobbchansen kan ses som känslighetsanalyser där Ändrade parametrar 0,0029 0,0022 -0,0003 0,0043* 0,0042* syftet är att mäta om individsammansättningens betydelse påverkas av dessa (0,0029) (0,0031) (0,0030) (0,0030) (0,0032) alternativa mått. Att skatta individsammansättningens betydelse för
[-9,28 %] [-7,02 %] [0,94 %] [-17,53 %] [-17,09 %] jobbchansförändringen under andra perioder (t.ex. en förbättring av jobbchansen 1997 till 2007) kan vara intressant i sig.
48 Se Definitioner och förklaringar för Arbetsförmedlingens statistik, hämtad 2017-10-30, I tabell 3 redovisas resultat med det alternativa måttet på jobbchans. Tabell 3 är upplagd på samma sätt som tabell 2, men i stället för att enbart mäta övergångar https://www.arbetsformedlingen.se/Om-oss/Statistik-och-publikationer/Statistik/Forklaring-av-
statistiken/Definitioner-och-forklaringar.html. Arbeten med stöd som ingår i definitionen beskrivs till osubventionerade jobb som tidigare studier har gjort, mäts även övergångar till under rubrikerna Anställningsstöd och Särskilda insatser för personer med funktionsnedsättning som
medför nedsatt arbetsförmåga.
46 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 47
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Resultaten från en känslighetsanalys med ett alternativt mått på lediga jobb (och monotont, över tid (45 %, 81 % och 5 % i absoluta termer). Detta resultat är därmed stramhet) redovisas i tabell 4 (se tabell 13 i bilaga 2 för detaljerade analogt med residualen från matchningsfunktionen som redovisades tidigare i resultat). Som nämndes i avsnitt 4 finns vissa svårigheter med att använda data diagram 1. Vidare har individsammansättningens betydelse för från SCB (konjunkturstatistik över vakanser, KV) i granskningen. Därför har vi jobbchansförändringen varierat över tid (4 %, –53 % och 33 %). Under 1990skattat individsammansättningens bidrag i procent av den totala talskrisen hade alltså individsammansättningen mindre betydelse, och betydelsen jobbchansförsämringen för månads- respektive kvartalsdata (kolumn ett till tre har sedan dess ökat. Under hela perioden sedan 1997 har respektive fyra till sex i tabell 4) samt för två olika KV-mått (lediga jobb respektive individsammansättningen försämrats sett från ett jobbchansperspektiv med vakanser). Som framgår av den nedersta raden i tabell 4 innebär data från KV i försämringar på –1,4 procentenhet och –1,2 procentenhet för 1997–2007 stället för Af inga större förändringar i individsammansättningens bidrag till respektive 2007–2015. Med andra ord har individsammansättningen bland de jobbchansförsämringen. Möjligen tycks KV-data leda till att en något mindre del inskrivna arbetslösa på Af försämrats under minst 18 år fram till 2015. Slutligen av jobbchansförsämringen förklaras av individsammansättning (jfr kolumn två är 1997–2007 den enda perioden med statistiskt signifikant bidrag från ändrade och tre med kolumn ett samt kolumn fem och sex med kolumn fyra). Det är värt parametrar; dessa står för hela 47 procent av uppgången i jobbchans under att nämna att förändringar i stramheten har bidragit till en minskad jobbchans när perioden. KV-data används, medan det motsatta gäller Af-data (se tabell 13 i bilaga 2). Tabell 5 Nedbrytning av jobbchansförändringen för olika perioder Tabell 4 Nedbrytning av jobbchansförändringen (alternativa vakansmått)
1992–1997 1997–2007 2007–2015
Oktober 2007– September 2007–
Stramhetsmått Län Län Län
oktober 2015 september 2015
Total skillnad 0,0179*** 0,0273*** -0,0366***
Vakansmått Kvar- Lediga Vakanser Kvar- Lediga Vakanser
varande jobb varande jobb (0,0005) (0,0007) (0,0007)
platser platser
[100 %] [100 %] [100 %]
Statistikkälla Af SCB SCB Af SCB SCB
Komposition: 0,0089*** 0,0075*** -0,0103*** Total skillnad -0,0366 -0,0366 -0,0366 -0,0595 -0,0595 -0,0595 totalt
(0,0009) (0,0012) (0,0005) Komposition: -0,0103 -0,0113 -0,0110 -0,0142 -0,0146 -0,0144
[49,32 %] [27,42 %] [28,1 %] totalt
Komposition: 0,0008** -0,0144*** -0,0120*** Kompostion: -0,0120 -0,0113 -0,0110 -0,0154 -0,0146 -0,0144
individsammansättning
individsammansättning (0,0002) (0,0003) (0,0004) Komposition: 32,79 % 30,87 % 30,05 % 25,88 % 24,54 % 24,20 % [4,41 %] [-52,75 %] [32,79 %]
individsammansättning
(procent av total) Komposition: 0,00808*** 0,0222*** 0,0018***
stramhet
Not: Se tabell 13 i bilaga 2 för detaljerade resultat. (0,0009) (0,0013) (0,0001)
[45,14 %] [81,32 %] [-4,92 %] Sammantaget tyder känslighetsanalyserna i detta delavsnitt på att huvudresultatet i denna granskning – att individsammansättningen förklarar en mindre del av de Intercept 0,0099*** 0,0070*** -0,0283*** senaste årens jobbchansminskning än vi tidigare trott – håller även för ett (0,0017) (0,0027) (0,0028) alternativt stramhets- och jobbchansmått.
[54,97 %] [25,54 %] [77,26 %] Tabell 5 visar slutligen nedbrytningar av jobbchansförändringen under ytterligare
Ändrade parametrar -0,0008 0,0129*** 0,002 två perioder: oktober 1992 – oktober 1997 (kolumn ett, uppgång med
(0,0016) (0,0026) (0,0027) 1,8 procentenheter) och oktober 1997 – oktober 2007 (kolumn två, uppgång med 2,7 procentenheter). Kolumn tre i tabell 5 innehåller de tidigare huvudresultaten [-4,29 %] [47,04 %] [-5,36 %] för 2007–2015 för jämförelsens skull. Ett tydligt resultat från tabellen är att stramhetens betydelse för jobbchansförändringen har minskat kraftigt, om än inte
48 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 49
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Resultaten från en känslighetsanalys med ett alternativt mått på lediga jobb (och monotont, över tid (45 %, 81 % och 5 % i absoluta termer). Detta resultat är därmed stramhet) redovisas i tabell 4 (se tabell 13 i bilaga 2 för detaljerade analogt med residualen från matchningsfunktionen som redovisades tidigare i resultat). Som nämndes i avsnitt 4 finns vissa svårigheter med att använda data diagram 1. Vidare har individsammansättningens betydelse för från SCB (konjunkturstatistik över vakanser, KV) i granskningen. Därför har vi jobbchansförändringen varierat över tid (4 %, –53 % och 33 %). Under 1990skattat individsammansättningens bidrag i procent av den totala talskrisen hade alltså individsammansättningen mindre betydelse, och betydelsen jobbchansförsämringen för månads- respektive kvartalsdata (kolumn ett till tre har sedan dess ökat. Under hela perioden sedan 1997 har respektive fyra till sex i tabell 4) samt för två olika KV-mått (lediga jobb respektive individsammansättningen försämrats sett från ett jobbchansperspektiv med vakanser). Som framgår av den nedersta raden i tabell 4 innebär data från KV i försämringar på –1,4 procentenhet och –1,2 procentenhet för 1997–2007 stället för Af inga större förändringar i individsammansättningens bidrag till respektive 2007–2015. Med andra ord har individsammansättningen bland de jobbchansförsämringen. Möjligen tycks KV-data leda till att en något mindre del inskrivna arbetslösa på Af försämrats under minst 18 år fram till 2015. Slutligen av jobbchansförsämringen förklaras av individsammansättning (jfr kolumn två är 1997–2007 den enda perioden med statistiskt signifikant bidrag från ändrade och tre med kolumn ett samt kolumn fem och sex med kolumn fyra). Det är värt parametrar; dessa står för hela 47 procent av uppgången i jobbchans under att nämna att förändringar i stramheten har bidragit till en minskad jobbchans när perioden. KV-data används, medan det motsatta gäller Af-data (se tabell 13 i bilaga 2). Tabell 5 Nedbrytning av jobbchansförändringen för olika perioder Tabell 4 Nedbrytning av jobbchansförändringen (alternativa vakansmått)
1992–1997 1997–2007 2007–2015
Oktober 2007– September 2007–
Stramhetsmått Län Län Län
oktober 2015 september 2015
Total skillnad 0,0179*** 0,0273*** -0,0366***
Vakansmått Kvar- Lediga Vakanser Kvar- Lediga Vakanser
varande jobb varande jobb (0,0005) (0,0007) (0,0007)
platser platser
[100 %] [100 %] [100 %]
Statistikkälla Af SCB SCB Af SCB SCB
Komposition: 0,0089*** 0,0075*** -0,0103*** Total skillnad -0,0366 -0,0366 -0,0366 -0,0595 -0,0595 -0,0595 totalt
(0,0009) (0,0012) (0,0005) Komposition: -0,0103 -0,0113 -0,0110 -0,0142 -0,0146 -0,0144
[49,32 %] [27,42 %] [28,1 %] totalt
Komposition: 0,0008** -0,0144*** -0,0120*** Kompostion: -0,0120 -0,0113 -0,0110 -0,0154 -0,0146 -0,0144
individsammansättning
individsammansättning (0,0002) (0,0003) (0,0004) Komposition: 32,79 % 30,87 % 30,05 % 25,88 % 24,54 % 24,20 % [4,41 %] [-52,75 %] [32,79 %]
individsammansättning
(procent av total) Komposition: 0,00808*** 0,0222*** 0,0018***
stramhet
Not: Se tabell 13 i bilaga 2 för detaljerade resultat. (0,0009) (0,0013) (0,0001)
[45,14 %] [81,32 %] [-4,92 %] Sammantaget tyder känslighetsanalyserna i detta delavsnitt på att huvudresultatet i denna granskning – att individsammansättningen förklarar en mindre del av de Intercept 0,0099*** 0,0070*** -0,0283*** senaste årens jobbchansminskning än vi tidigare trott – håller även för ett (0,0017) (0,0027) (0,0028) alternativt stramhets- och jobbchansmått.
[54,97 %] [25,54 %] [77,26 %] Tabell 5 visar slutligen nedbrytningar av jobbchansförändringen under ytterligare
Ändrade parametrar -0,0008 0,0129*** 0,002 två perioder: oktober 1992 – oktober 1997 (kolumn ett, uppgång med
(0,0016) (0,0026) (0,0027) 1,8 procentenheter) och oktober 1997 – oktober 2007 (kolumn två, uppgång med 2,7 procentenheter). Kolumn tre i tabell 5 innehåller de tidigare huvudresultaten [-4,29 %] [47,04 %] [-5,36 %] för 2007–2015 för jämförelsens skull. Ett tydligt resultat från tabellen är att stramhetens betydelse för jobbchansförändringen har minskat kraftigt, om än inte
48 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 49
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
ingår i själva verket den skattade minskningen av matchningseffektiviteten efter
6 Slutsatser 53
finanskrisen. Att detta inte nämns i texten som beskriver figur 1:8 i Af:s rapport
är missvisande och ger en felaktig bild av förklaringsstyrkan i I denna rapport studeras hur stor del av matchningsförsämringen efter matchningsfunktionen. finanskrisen som förklaras av kompositionsförändringar bland arbetslösa
Riksrevisionens analys visar att jobbchansminskningen till stora delar inte går att inskrivna på Af. Slutsatsen är att individsammansättningens roll är betydande
förklara med ändrad individsammansättning. I stället handlar det om en generell men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär 33 procent av den försämrade
minskning för en jämförelsegrupp bestående av inrikes födda män i jobbchansen. Till stor del (23 av dessa 33 %) förklaras detta av ökad andel födda i
ålderskategorin 35–45 år med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, de senaste årens stora flyktingländer Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia
med genomsnittlig tidigare sjukpenning och som söker jobb i ett län med och Syrien.
genomsnittlig stramhet. Då denna grupp är konstant med avseende på Eftersom studien utgör den första direkta skattningen är det svårt att jämföra med observerbara karaktäristika innebär detta att hela tre fjärdedelar av den minskade tidigare resultat.49 Af:s slutsatser utifrån makroanalyser har varierat50, och även om jobbchansen är oförklarad. Då fokus, såväl i Af:s uppföljning av hur matchningen det kan vara svårt att fastställa ett exakt mått utifrån Af:s formuleringar i text, så utvecklas som i andra studier, har legat på sammansättningens betydelse, har bedömer vi att 33 procent bör betraktas som mindre än den förklaringsgrad som jobbchansminskningen för denna genomsnittsgrupp fått alldeles för lite angivits av Af. Därutöver är det viktigt att beakta att variablerna som ingår i uppmärksamhet. En viktig slutsats från rapporten är därför att försämringen för granskningen, dvs. som står för siffran 33 procent, är långt fler än dem som Af denna grupp behöver undersökas i betydligt större utsträckning än vad som har använder i sina analyser. Den viktigaste faktorn, nämligen utrikes bakgrund, har varit fallet hittills. fram till nyligen inte ingått inte i Af:s analyser på grund av att Af har bedömt att
En möjlig väg att gå är att genomföra nedbrytningar av jobbchansförsämringen data saknas.51 Men med den metod som används i granskningen och med hjälp av
med variabler som har direkt koppling till Af:s arbete med att matcha arbetslösa individdata skulle de databegränsningar som Af tar upp inte vara ett problem. I
till lediga jobb. Nya skattningar visar t.ex. att antalet möten med arbetsförmedlare den senaste arbetsmarknadsrapporten från Af används samma makrodata som i 54
för utrikes födda i relation till inrikes födda har ökat. En hypotes som är värd att tidigare rapporter men med ett års extra data, och dessutom har Af inkluderat
testa är om Af har fått styra om resurser för att hantera det stora antalet nyanlända utrikes bakgrund i sina skattningar av individsammansättningens betydelse för
arbetslösa, vilket kan ha lett till att inrikes födda får mindre hjälp att få jobb. Detta den minskade jobbchansen.52 Af drar där slutsatsen att både arbetsmarknadsläget
skulle kunna vara en delförklaring till resultaten i denna rapport. (dvs. stramheten) och sammansättningen av inskrivna arbetslösa kan förklara jobbchansutvecklingen sedan 2004. Efter kontakt med Af har vi dock konstaterat Ytterligare en angelägen fråga handlar om vilken typ av jobb som är lediga i dag att analysen som sammanfattas i figur 1:8 i rapporten har vissa metodbrister. För jämfört med tidigare. I denna rapport tas ett första steg genom att vi kopplar de det första är den skattade elasticiteten, dvs. sambandet mellan jobbchansen och arbetslösas sökta yrke till stramheten på yrkes- och länsnivå för att förklara stramheten, inte statistiskt signifikant över denna period, och punktskattningen är jobbchansen på individnivå. På detta område finns få studier gjorda och det borde låg jämfört med tidigare skattningar. För det andra innehåller modellen även en finnas stora möjligheter att använda befintliga registerdata för att undersöka skattning av skillnad i matchningseffektivitet före respektive efter finanskrisen. frågan närmare. Att vi inte förstår varifrån 77 procent av jobbchansförsämringen När jobbchansen prediceras med hjälp av den skattade matchningsförsämringen kommer är problematiskt ur policysynpunkt eftersom det rimligen betyder att Af blir analysen därmed ett slags cirkelresonemang; av den redovisade figuren att och andra aktörer saknar ledning om var statens resurser gör mest nytta. döma tycks stramheten i stor utsträckning förklara rörelserna i jobbchans (med andra ord tycks matchningseffektiviteten inte ha minskat), men i denna förklaring
49 I ett working paper från Af konstateras att sammansättningens betydelse för chansen till arbete utan
stöd uppgår till 1 procentenhet (Harkman 2014). Det framgår dock inte i rapporten hur denna siffra
tagits fram. 50 Se avsnitt 3.2. 51 Se Arbetsförmedlingen (2015, s. 77) och Arbetsförmedlingen (2016b, s. 90). 52 Arbetsförmedlingen (2017b), figur 1:8. 53
Arbetsförmedlingen (2017b), figur 1:8.
54 Se tabell 3 i Liljeberg och Söderström (2017).
50 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 51
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
ingår i själva verket den skattade minskningen av matchningseffektiviteten efter
6 Slutsatser 53
finanskrisen. Att detta inte nämns i texten som beskriver figur 1:8 i Af:s rapport
är missvisande och ger en felaktig bild av förklaringsstyrkan i I denna rapport studeras hur stor del av matchningsförsämringen efter matchningsfunktionen. finanskrisen som förklaras av kompositionsförändringar bland arbetslösa
Riksrevisionens analys visar att jobbchansminskningen till stora delar inte går att inskrivna på Af. Slutsatsen är att individsammansättningens roll är betydande
förklara med ändrad individsammansättning. I stället handlar det om en generell men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär 33 procent av den försämrade
minskning för en jämförelsegrupp bestående av inrikes födda män i jobbchansen. Till stor del (23 av dessa 33 %) förklaras detta av ökad andel födda i
ålderskategorin 35–45 år med gymnasieutbildning, utan funktionshinderskod, de senaste årens stora flyktingländer Afghanistan, Etiopien/Eritrea, Irak, Somalia
med genomsnittlig tidigare sjukpenning och som söker jobb i ett län med och Syrien.
genomsnittlig stramhet. Då denna grupp är konstant med avseende på Eftersom studien utgör den första direkta skattningen är det svårt att jämföra med observerbara karaktäristika innebär detta att hela tre fjärdedelar av den minskade tidigare resultat.49 Af:s slutsatser utifrån makroanalyser har varierat50, och även om jobbchansen är oförklarad. Då fokus, såväl i Af:s uppföljning av hur matchningen det kan vara svårt att fastställa ett exakt mått utifrån Af:s formuleringar i text, så utvecklas som i andra studier, har legat på sammansättningens betydelse, har bedömer vi att 33 procent bör betraktas som mindre än den förklaringsgrad som jobbchansminskningen för denna genomsnittsgrupp fått alldeles för lite angivits av Af. Därutöver är det viktigt att beakta att variablerna som ingår i uppmärksamhet. En viktig slutsats från rapporten är därför att försämringen för granskningen, dvs. som står för siffran 33 procent, är långt fler än dem som Af denna grupp behöver undersökas i betydligt större utsträckning än vad som har använder i sina analyser. Den viktigaste faktorn, nämligen utrikes bakgrund, har varit fallet hittills. fram till nyligen inte ingått inte i Af:s analyser på grund av att Af har bedömt att
En möjlig väg att gå är att genomföra nedbrytningar av jobbchansförsämringen data saknas.51 Men med den metod som används i granskningen och med hjälp av
med variabler som har direkt koppling till Af:s arbete med att matcha arbetslösa individdata skulle de databegränsningar som Af tar upp inte vara ett problem. I
till lediga jobb. Nya skattningar visar t.ex. att antalet möten med arbetsförmedlare den senaste arbetsmarknadsrapporten från Af används samma makrodata som i 54
för utrikes födda i relation till inrikes födda har ökat. En hypotes som är värd att tidigare rapporter men med ett års extra data, och dessutom har Af inkluderat
testa är om Af har fått styra om resurser för att hantera det stora antalet nyanlända utrikes bakgrund i sina skattningar av individsammansättningens betydelse för
arbetslösa, vilket kan ha lett till att inrikes födda får mindre hjälp att få jobb. Detta den minskade jobbchansen.52 Af drar där slutsatsen att både arbetsmarknadsläget
skulle kunna vara en delförklaring till resultaten i denna rapport. (dvs. stramheten) och sammansättningen av inskrivna arbetslösa kan förklara jobbchansutvecklingen sedan 2004. Efter kontakt med Af har vi dock konstaterat Ytterligare en angelägen fråga handlar om vilken typ av jobb som är lediga i dag att analysen som sammanfattas i figur 1:8 i rapporten har vissa metodbrister. För jämfört med tidigare. I denna rapport tas ett första steg genom att vi kopplar de det första är den skattade elasticiteten, dvs. sambandet mellan jobbchansen och arbetslösas sökta yrke till stramheten på yrkes- och länsnivå för att förklara stramheten, inte statistiskt signifikant över denna period, och punktskattningen är jobbchansen på individnivå. På detta område finns få studier gjorda och det borde låg jämfört med tidigare skattningar. För det andra innehåller modellen även en finnas stora möjligheter att använda befintliga registerdata för att undersöka skattning av skillnad i matchningseffektivitet före respektive efter finanskrisen. frågan närmare. Att vi inte förstår varifrån 77 procent av jobbchansförsämringen När jobbchansen prediceras med hjälp av den skattade matchningsförsämringen kommer är problematiskt ur policysynpunkt eftersom det rimligen betyder att Af blir analysen därmed ett slags cirkelresonemang; av den redovisade figuren att och andra aktörer saknar ledning om var statens resurser gör mest nytta. döma tycks stramheten i stor utsträckning förklara rörelserna i jobbchans (med andra ord tycks matchningseffektiviteten inte ha minskat), men i denna förklaring
49 I ett working paper från Af konstateras att sammansättningens betydelse för chansen till arbete utan
stöd uppgår till 1 procentenhet (Harkman 2014). Det framgår dock inte i rapporten hur denna siffra
tagits fram. 50 Se avsnitt 3.2. 51 Se Arbetsförmedlingen (2015, s. 77) och Arbetsförmedlingen (2016b, s. 90). 52 Arbetsförmedlingen (2017b), figur 1:8. 53
Arbetsförmedlingen (2017b), figur 1:8.
54 Se tabell 3 i Liljeberg och Söderström (2017).
50 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 51
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Fairlie, R.W. (1999), The absence of the African-American owned business: an analysis
Referenslista
of the dynamics of self–employment, Journal of Labor Economics 17, s. 80–108.
Fairlie, R.W. (2005), An extension of the Blinder-Oaxaca decomposition technique to Artiklar logit and probit models, Journal of Economic and Social Measurement 30, s. 305–316.
Arbetsförmedlingen (2015), Arbetsmarknadsrapport 2015. Fredriksson, P., L. Hensvik och O. Nordström Skans (2015), Rätt man på rätt Arbetsförmedlingen (2016a), Arbetsförmedlingens årsredovisning 2015. plats? Matchning, ingångslöner och separationer, Rapport 2015:20, IFAU, Uppsala.
Finanspolitiska rådet (2017), Svensk finanspolitik, Finanspolitiska rådets rapport 2017. Arbetsförmedlingen (2016b), Arbetsmarknadsrapport 2016. Arbetsförmedlingen (2017a), Arbetsförmedlingens årsredovisning 2016. Fortin, N., T Lemieux, och S. Firpo (2011), Decomposition methods in economics,
Handbook of Labor Economics, Volym 4a, s. 1-102. Arbetsförmedlingen (2017b), Arbetsmarknadsrapport 2017.
Forslund, A. och Johansson, K. (2007), Random and stock-flow models of labour Abowd, J.M., F. Kramarz och D.N. Margolis (1999), High wage workers and high
market matching – Swedish evidence, Working Paper 2007:11, IFAU, Uppsala. wage firms, Econometrica, 67, s. 251–333.
Forslund, A. och Vikström, J. (2011), Arbetsmarknadspolitikens effekter på Abowd, J.M., R.H. Creecy och F. Kramarz (2002), Computing person and firm effects
sysselsättning och arbetslöshet – en översikt, Rapport 2011:7, IFAU, Uppsala. using linked longitudinal employer–employee data, No. 2002-6, Center for Economic
Gaure, S. (2013), OLS with multiple high dimensional category variables, Studies, U.S. Census Bureau.
Computational Statistics & Data Analysis, 66, s. 8–18. Angelov, N., och M. Eliason (2017), Factors Associated with Occupational Disability
Harbo Hansen, N.-J. (2016), Jobs, Unemployment, and Macroeconomic Transition, Classification, Scandinavian Journal of Disability Research, forthcoming.
doktorsavhandling i nationalekonomi, Stockholms universitet. Barnichon, R. och A. Figura (2015), Labor Market Heterogeneity and the Aggregate
Harkman, A. (2014), Jobbchansens utveckling, Working Paper 2014:1, Matching Function, American Economic Journal: Macroeconomics 2015, 7(4): 222– 249. Arbetsförmedlingen.
Blanchard, O. J., Diamond, P., Hall, R.E. och J. Yellen (1989), The Beveridge curve, Heyman F., och Sjöholm F. (2012), Globalisering och matchning på
arbetsmarknaden, Ekonomisk Debatt, Vol. 40, No 1. Brookings Papers on Economic Activity, Vol. 1989, No. 1, s. 1–76. Blinder, A. (1973), Wage discrimination: reduced form and structural estimates, Hensvik, L. (2014), Manager impartiality? Worker-firm matching and the gender wage
gap, ILR Review 67.2, s. 395-421. Journal of Human Resources 8, s. 436–455. Borjas, G. (1999), The economic analysis of immigration, i Handbook of Labor Holmlund, B. (2016), Estimating matching functions when recruiting intensity Economics. Ed. by O. C. Ashenfelter and D. Card. Vol. 3. Elsevier, s. 1697–1760. matters, opublicerat manuskript 2016-09-09.
Bring, J. och Carling, K. (1998), Attrition and misclassification of drop-outs in the Håkansson, C. (2014), En tudelad arbetsmarknad – om matchningen på den svenska analysis of unemployment duration, Working Paper 2001:3, IFAU, Uppsala. arbetsmarknaden efter den ekonomiska krisen, Penning- och valutapolitik 2014:4,
Riksbanken. Carlsson, M., J. Messina, och O. Nordström Skans (2011), Wage adjustment and productivity shocks, Working Paper 2011:9, IFAU, Uppsala. Konjunkturinstitutet (2012), Lönebildningsrapporten.
Kramarz, F. och O. Nordström Skans (2014), When strong ties are strong: networks Eliasson, T. (2014), Immigrant wage assimilation – the importance of unobserved heterogeneity, workplaces and occupations, Economic Studies No. 148, and youth labor market entry, Review of Economic Studies 81, s. 1164–1200.
Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet. Laun, L. och M. Palme (2017), Vad förklarar de senaste 20 årens ökade
The Beveridge curve: a survey arbetskraftsdeltagande bland äldre i Sverige?, Rapport 2017:18, IFAU, Uppsala. Elsby, M.W.L., Mickaels, R. och Ratner, D. (2015), , Journal of Economic Literature 53(3), s. 571-630. Liljeberg, L. och M. Söderström (2017), Hur ofta träffas arbetssökande och
arbetsförmedlare?, Rapport 2017:16, IFAU, Uppsala.
52 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 53
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
Fairlie, R.W. (1999), The absence of the African-American owned business: an analysis
Referenslista
of the dynamics of self–employment, Journal of Labor Economics 17, s. 80–108.
Fairlie, R.W. (2005), An extension of the Blinder-Oaxaca decomposition technique to Artiklar logit and probit models, Journal of Economic and Social Measurement 30, s. 305–316.
Arbetsförmedlingen (2015), Arbetsmarknadsrapport 2015. Fredriksson, P., L. Hensvik och O. Nordström Skans (2015), Rätt man på rätt Arbetsförmedlingen (2016a), Arbetsförmedlingens årsredovisning 2015. plats? Matchning, ingångslöner och separationer, Rapport 2015:20, IFAU, Uppsala.
Finanspolitiska rådet (2017), Svensk finanspolitik, Finanspolitiska rådets rapport 2017. Arbetsförmedlingen (2016b), Arbetsmarknadsrapport 2016. Arbetsförmedlingen (2017a), Arbetsförmedlingens årsredovisning 2016. Fortin, N., T Lemieux, och S. Firpo (2011), Decomposition methods in economics,
Handbook of Labor Economics, Volym 4a, s. 1-102. Arbetsförmedlingen (2017b), Arbetsmarknadsrapport 2017.
Forslund, A. och Johansson, K. (2007), Random and stock-flow models of labour Abowd, J.M., F. Kramarz och D.N. Margolis (1999), High wage workers and high
market matching – Swedish evidence, Working Paper 2007:11, IFAU, Uppsala. wage firms, Econometrica, 67, s. 251–333.
Forslund, A. och Vikström, J. (2011), Arbetsmarknadspolitikens effekter på Abowd, J.M., R.H. Creecy och F. Kramarz (2002), Computing person and firm effects
sysselsättning och arbetslöshet – en översikt, Rapport 2011:7, IFAU, Uppsala. using linked longitudinal employer–employee data, No. 2002-6, Center for Economic
Gaure, S. (2013), OLS with multiple high dimensional category variables, Studies, U.S. Census Bureau.
Computational Statistics & Data Analysis, 66, s. 8–18. Angelov, N., och M. Eliason (2017), Factors Associated with Occupational Disability
Harbo Hansen, N.-J. (2016), Jobs, Unemployment, and Macroeconomic Transition, Classification, Scandinavian Journal of Disability Research, forthcoming.
doktorsavhandling i nationalekonomi, Stockholms universitet. Barnichon, R. och A. Figura (2015), Labor Market Heterogeneity and the Aggregate
Harkman, A. (2014), Jobbchansens utveckling, Working Paper 2014:1, Matching Function, American Economic Journal: Macroeconomics 2015, 7(4): 222– 249. Arbetsförmedlingen.
Blanchard, O. J., Diamond, P., Hall, R.E. och J. Yellen (1989), The Beveridge curve, Heyman F., och Sjöholm F. (2012), Globalisering och matchning på
arbetsmarknaden, Ekonomisk Debatt, Vol. 40, No 1. Brookings Papers on Economic Activity, Vol. 1989, No. 1, s. 1–76. Blinder, A. (1973), Wage discrimination: reduced form and structural estimates, Hensvik, L. (2014), Manager impartiality? Worker-firm matching and the gender wage
gap, ILR Review 67.2, s. 395-421. Journal of Human Resources 8, s. 436–455. Borjas, G. (1999), The economic analysis of immigration, i Handbook of Labor Holmlund, B. (2016), Estimating matching functions when recruiting intensity Economics. Ed. by O. C. Ashenfelter and D. Card. Vol. 3. Elsevier, s. 1697–1760. matters, opublicerat manuskript 2016-09-09.
Bring, J. och Carling, K. (1998), Attrition and misclassification of drop-outs in the Håkansson, C. (2014), En tudelad arbetsmarknad – om matchningen på den svenska analysis of unemployment duration, Working Paper 2001:3, IFAU, Uppsala. arbetsmarknaden efter den ekonomiska krisen, Penning- och valutapolitik 2014:4,
Riksbanken. Carlsson, M., J. Messina, och O. Nordström Skans (2011), Wage adjustment and productivity shocks, Working Paper 2011:9, IFAU, Uppsala. Konjunkturinstitutet (2012), Lönebildningsrapporten.
Kramarz, F. och O. Nordström Skans (2014), When strong ties are strong: networks Eliasson, T. (2014), Immigrant wage assimilation – the importance of unobserved heterogeneity, workplaces and occupations, Economic Studies No. 148, and youth labor market entry, Review of Economic Studies 81, s. 1164–1200.
Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet. Laun, L. och M. Palme (2017), Vad förklarar de senaste 20 årens ökade
The Beveridge curve: a survey arbetskraftsdeltagande bland äldre i Sverige?, Rapport 2017:18, IFAU, Uppsala. Elsby, M.W.L., Mickaels, R. och Ratner, D. (2015), , Journal of Economic Literature 53(3), s. 571-630. Liljeberg, L. och M. Söderström (2017), Hur ofta träffas arbetssökande och
arbetsförmedlare?, Rapport 2017:16, IFAU, Uppsala.
52 R I K S R E V I S I O N E N R I K S R E V I S I O N E N 53
Bilaga
M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E
Mortensen, D. och C.A. Pissarides (1994), Job Creation and Job Destruction in the Theory of Unemployment, The Review of Economic Studies, Vol. 61, No. 3, s. 397–415. Mortensen, D. och C.A. Pissarides (1999), New developments in models of search in the labor market, i Ashenfelter och Card (red.), Handbook of Labor Economics. Nilsson, P. (2010), Arbetssökande som lämnar Arbetsförmedlingen av okänd orsak, Working Paper 2010:1, Arbetsförmedlingen. Oaxaca, R. (1973), Male-female wage differentials in urban labor markets, International Economic Review 14, s. 693–709. Petrongolo, B. och C. A. Pissarides (2001), Looking into the Black Box: A Survey of the Matching Function, Journal of Economic Literature 39, s. 390–431. Åslund, O., A. Forslund och L. Liljeberg (2017), Labour market entry of non-labour migrants – Swedish evidence, Working Paper 2017:15, IFAU, Uppsala.
Riksdagstryck
Betänkande 2011/12:AU2. Betänkande 2016/17:AU2. Prop. 2011/12:1 Budgetpropositionen för 2012. Prop. 2016/17:1 Budgetpropositionen för 2012. Regleringsbrev för budgetåret 2015 avseende Arbetsförmedlingen. Regleringsbrev för budgetåret 2016 avseende Arbetsförmedlingen. Regleringsbrev för budgetåret 2017 avseende Arbetsförmedlingen. Riksdagsskrivelse 2011/12:88. Svensk författningssamling 2007:1030 Förordning med instruktion till Arbetsförmedlingen.
54 R I K S R E V I S I O N E N
rygg 55 sidor
Bilaga
matchningen på arbetsmarknaden – sökandesammansättningens betydelse en granskningsrapport från riksrevisionen M A T C H N I N G E N P Å A R B E T S M A R K N A D E N – S Ö K A N D E S A M M A N S Ä T T N I N G E N S B E T Y D E L S E
Mortensen, D. och C.A. Pissarides (1994), Job Creation and Job Destruction in the Theory of Unemployment, The Review of Economic Studies, Vol. 61, No. 3, s. 397–415. Trots att det råder enighet om att matchningen på den svenska arbetsmarknaden
försämrats saknas kunskap om orsakerna till denna utveckling. Tidigare studier, Mortensen, D. och C.A. Pissarides (1999), New developments in models of search in the labor market, i Ashenfelter och Card (red.), Handbook of Labor Economics. däribland Arbetsförmedlingens analyser, gör gällande att matchningsförsämringen
till stora delar beror på en ändrad individsammansättning bland de arbetslösa. Nilsson, P. (2010), Arbetssökande som lämnar Arbetsförmedlingen av okänd orsak, Working Paper 2010:1, Arbetsförmedlingen.
I Riksrevisionens granskning analyseras individsammansättningens betydelse Oaxaca, R. (1973), Male-female wage differentials in urban labor markets, för matchningsförsämringen. Syftet med granskningen är att undersöka om International Economic Review 14, s. 693–709. Arbetsförmedlingen har ett tillräckligt och väl genomlyst faktaunderlag för att Petrongolo, B. och C. A. Pissarides (2001), Looking into the Black Box: A Survey of utveckla sin matchningsverksamhet på ett effektivt sätt. the Matching Function, Journal of Economic Literature 39, s. 390–431.
Resultaten visar bland annat att individsammansättningens roll är betydande Åslund, O., A. Forslund och L. Liljeberg (2017), Labour market entry of non-labour
men långt ifrån avgörande och förklarar ungefär en tredjedel av den försämrade migrants – Swedish evidence, Working Paper 2017:15, IFAU, Uppsala.
jobbchansen efter finanskrisen. Enligt Riksrevisionens bedömning kan en mer
rättvisande bild av individsammansättningens betydelse uppnås genom användning
Riksdagstryck
av bättre data än i tidigare studier och en mer ändamålsenlig metod. Betänkande 2011/12:AU2. Betänkande 2016/17:AU2. Granskningen visar också, till skillnad från Arbetsförmedlingens analyser, att
chansen att få ett jobb för arbetslösa som tillhör en grupp med utsatt ställning på Prop. 2011/12:1 Budgetpropositionen för 2012.
arbetsmarknaden har förstärkts jämfört med chansen för en genomsnittsgrupp. Prop. 2016/17:1 Budgetpropositionen för 2012.
Med anledning av det som framkommit i granskningen rekommenderar Riks- Regleringsbrev för budgetåret 2015 avseende Arbetsförmedlingen.
revisionen Arbetsförmedlingen att överväga att genomföra djupare analyser av Regleringsbrev för budgetåret 2016 avseende Arbetsförmedlingen. matchningsförsämringen än de som görs idag, bland annat i syfte att få en bättre Regleringsbrev för budgetåret 2017 avseende Arbetsförmedlingen. kunskap om matchningsförsämringens orsaker. Riksdagsskrivelse 2011/12:88. Matchningen på
Svensk författningssamling 2007:1030 Förordning med instruktion till
ISSN 1652-6597 arbetsmarknaden
Arbetsförmedlingen.
ISBN 978-91-7086-456-8
– sökandesammansättningens betydelse
Beställning: www.riksrevisionen.se
rir 2017:26
riksrevisionen
nybrogatan 55, 114 90 stockholm 08-5171 40 00 www.riksrevisionen.se
54 R I K S R E V I S I O N E N
Arbetsmarknadsdepartementet
Utdrag ur protokoll vid regeringssammanträde den 8 mars 2018
Närvarande: statsminister Löfven, ordförande, och statsråden Lövin, Wallström, Y Johansson, Baylan, Bucht, Hultqvist, Regnér, Andersson, Hellmark Knutsson, Bolund, Damberg, Bah Kuhnke, Strandhäll, Shekarabi, Fridolin, Eriksson, Linde, Skog, Ekström, Eneroth
Föredragande: statsrådet Ylva Johansson
Regeringen beslutar skrivelse Riksrevisionens rapport om sökandesammansättningens betydelse vid matchningen på arbetsmarknaden