Personer med aleneomsorg for barn er en økonomisk sårbar gruppe

Mens antall parhusholdninger har økt, har antall husholdninger med enslig mor eller far gått noe ned fra 2007 til 2014 (SSB 2016b). Disse husholdningene utgjør en økonomisk sårbar gruppe, og barn som vokser opp i en husholdning hvor én person har aleneomsorg har høyere sannsynlighet for å vokse opp i en husholdning med lavinntekt (SSB 2015). I tillegg til at enslige med omsorg for barn har hatt dårligere inntektsutvikling i perioden etter år 2000 enn befolkningen forøvrig, har de også lavere formue og høyere gjeldsbelastning (Epland og Kirkeberg 2016). Graden av tilknytning til arbeidslivet forklarer generelt mye av variasjonen i inntektsnivået i befolkningen. Blant enslige med omsorg for barn er tilknytningen relativt lav. Også enslige som er tilknyttet arbeidslivet har et relativt lavt inntektsnivå i gjennomsnitt, og de har hatt dårligere inntektsutvikling sammenliknet med befolkningen forøvrig (Epland og Kirkeberg 2016: 12). Dette indikerer at enslige personer med omsorg for barn blir en stadig mer økonomisk sårbar gruppe.

Problemstilling

I artikkelen tester vi om innstrammingene i overgangsstønad har ført til at flere enslige med aleneomsorg for barn går over på andre ytelser, såkalt trygdesubstitusjon. Både menn og kvinner kan motta overgangsstønad, men de aller fleste enslige med omsorg for barn i Norge er kvinner. Nærmere 9 av 10 barn under 8 år som bor sammen med en enslig, bor sammen med mor (SSB 2016a). Siden menn og kvinner har forskjellig mønster i sysselsetting og trygdemottak er de ikke direkte sammenliknbare. Derfor er det kun enslige småbarnsmødre som er inkludert i utvalget i denne artikkelen. For å identifisere enslige småbarnsmødre ser vi på hvem som mottar utvidet barnetrygd (se faktaboks hvor datagrunnlaget er beskrevet).

Trygdeytelsene vi har inkludert i analysen er sosialhjelp, arbeidsavklaringspenger, dagpenger, sykepenger og uføretrygd. Fokuset i denne artikkelen er ikke alle enslige småbarnsmødre. Her ser vi kun på enslige småbarnsmødre hvis yngste barn fyller to år innen slutten av kalenderåret. Problemstillingen er hvorvidt regelendringene for mottak av overgangsstønad har ført til at flere enslige småbarnsmødre mottar andre trygdeytelser.

Regelendringene i 2012/2013 påvirket grupper av enslige småbarnsmødre ulikt med hensyn til sysselsetting (Dokken 2017). Det er derfor grunn til å forvente heterogene effekter også med hensyn til trygdemottak. Dårlig tilknytning til arbeidslivet før man får barn kan vanskeliggjøre sysselsetting etter at man har fått barn. Noen grupper skiller seg ut med lavere tilknytning til arbeidslivet. Dette gjelder for eksempel mødre med innvandrerbakgrunn og yngre mødre. Flere barn kan også gjøre det utfordrende å jobbe. For å fange opp eventuelle heterogene effekter splitter vi opp utvalget i undergrupper som vi tror responderer ulikt på reformen, i tillegg til å se på gjennomsnittlig effekt for hele utvalget samlet.

Nærmere om kontrollgruppen

Den grunnleggende forutsetningen for at vi ved å bruke forskjell-i-forskjeller-metoden skal kunne identifisere den kausale effekten av reformen, er at det er en parallell trend i sysselsettingen for enslige (tiltaksgruppen) og gifte/samboende (kontrollgruppen). Det betyr at kontrollgruppen påvirkes av de samme individuelle og kontekstuelle forholdene over tid som tiltaksgruppen, og i like stor grad. Det vil si at utviklingen i trygdemottak blant kontrollgruppen er lik den som enslige småbarnsmødre ville ha hatt dersom regelverket for overgangsstønad ikke hadde blitt endret. Dette kan vi ikke teste, i og med at vi ikke vet utviklingen enslige småbarnsmødre ville ha hatt dersom regelverket for overgangsstønad ikke hadde blitt endret. Dersom man har data fra en viss periode før reformen trådte i kraft kan man kan teste om tiltaksgruppen og kontrollgruppen har hatt en parallell trend i utfallsvariablene i forkant av reformen. Dersom de har hatt det, er det sannsynlig at dette ville ha fortsatt også i tiden etter reformen, dersom den ikke hadde funnet sted. I dette tilfellet mangler vi i noen grad data for å gjøre en slik test. For sosialhjelp har vi kun data tilbake til 2010. For de andre ytelsene har vi data tilbake til 2009 (dagpenger) og 2008 (arbeidsavklaringspenger, sykepenger og uføretrygd).

Figur 2 viser utviklingen i mottak av de ulike trygdene i perioden vi har data fra. I de få årene som kan sjekkes før 2011, hadde enslige og gifte/samboende småbarnsmødre ulik utvikling i mottak av både sosialhjelp, arbeidsavklaringspenger og dagpenger. Det at disse gruppene ikke ser ut til å ha hatt en parallell trend i forkant av reformen tyder på at de ikke påvirkes likt av endringer i kontekstuelle forhold. Det er altså lite sannsynlig at kontrollgruppen med gifte/samboende småbarnsmødre speiler utviklingen de enslige småbarnsmødrene ville ha hatt i fravær av reformen, som igjen betyr at forskjell-i-forskjellerestimatoren ikke vil beregne den kausale effekten av reformen dersom vi bruker hele utvalget av gifte/samboende småbarnsmødre som kontrollgruppe.

Det er store forskjeller mellom de enslige og hele utvalget av de gifte/samboende småbarnsmødrene (tabell 1), både i alder, antall barn og tilknytning til arbeidslivet. Det er ikke usannsynlig at samfunnsendringer påvirker sysselsettingen til gruppene ulikt, også utover de individuelle og kontekstuelle variablene vi kan kontrollere for i modellen. Slike samfunnsendringer kan være blant annet barnehagedekning, forventninger til småbarnsmødres yrkesdeltakelse og kompetansekrav i arbeidslivet. Vi setter derfor sammen et matchet utvalg av gifte/samboende småbarnsmødre som likner på de enslige ved å bruke «propensity score matching» (Rosenbaum og Rubin 1983). Vi bruker det ikke for å beregne effekt, men for å matche en enslig mor et gitt år med den gifte/samboende moren samme år som likner mest med hensyn til alder, antall barn, pensjonsgivende inntekt året før fødsel (målt i G), fødelandsregion og bostedskommunens senterstruktur (Gundersen og Juvkam 2013). Dette er variabler som skiller gruppene og som vi i tillegg tror påvirker den enkeltes sysselsetting. Vi matcher én til én ved å bruke såkalt «nearest neighbour»-matching. Dette gir oss et mindre utvalg, siden en stor del av de gifte/samboende småbarnsmødrene ekskluderes fra utvalget, men det gir oss et utvalg av enslige og gifte/samboende småbarnsmødre som likner hverandre (se de to siste kolonnene i tabell 1). For noen av de enslige småbarnsmødrene finnes det ikke en passende match blant de gifte/samboende mødrene. Dette gir en liten reduksjon i utvalget enslige mødre, uten at dette fører til substansielle endringer i den deskriptive statistikken. Det er det matchede utvalget som brukes for å beregne effekten på mottak av sosialhjelp, arbeidsavklaringspenger og dagpenger. Utviklingen fra 2010 til 2016 for det matchede utvalget vises i figur 1 i vedlegget.

Andre faktorer som kan påvirke intern validitet

Metoden vi benytter estimerer endringer for enslige småbarnsmødre i gjennomsnitt. Når vi ser på hele utvalget under ett, kan de gjennomsnittlige effektene skjule at ulike grupper av småbarnsmødre responderer ulikt på reformen. Dersom den ene halvparten reagerer med å jobbe flere arbeidstimer, mens den andre halvparten jobber færre, vil gjennomsnittet være tilnærmet uendret. For å fange opp slike heterogene effekter splitter vi utvalget i ulike undergrupper som vi tror responderer ulikt på reformen.

Det er også andre faktorer enn manglende parallell trend i forkant som kan true identifikasjonen av en kausal effekt av reformen. I tabell 1 ser vi at det var noen endringer i gruppesammensetningen blant enslige mødre før og etter reformen. For eksempel har innvandrerandelen har økt. Den har økt med 6 prosentpoeng blant enslige småbarnsmødre og 7 prosentpoeng blant gifte/samboende småbarnsmødre. Innvandrerkvinner har lavere sysselsetting enn norskfødte kvinner. Dette gjør at det er viktig å kontrollere for fødelandsregion i analysen, for å sikre at eventuelle endringer ikke drives av endringer i gruppesammensetning. I tillegg har arbeidsledigheten endret seg noe, og vi kontrollerer også for dette i analysen ved å inkludere arbeidsledighet i bostedskommunen i modellene.

I tillegg kan endringer i kontantstøtteordningen påvirke resultatene. Ved å se på sysselsettingen når yngste barn er 23 måneder sikrer vi at hele utvalget har mulighet til å velge kontantstøtte både før og etter reformen, men det har også vært endringer i stønadsbeløpet som kan påvirke sysselsettingen. I 2014 økte kontantstøttesatsene, noe som førte til lavere sysselsetting blant mødrene (Hedding 2016). Som ved innføringen av reformen har inntektsnivået mye å si. Sysselsettingen gikk mest ned blant dem med lavest inntekt. Antakeligvis påvirker satsøkningen resultatene våre minimalt, siden inntekten året før fødsel er inkludert i modellen både når vi matcher utvalget og som kontrollvariabel i effektanalysen, men det kan ikke utelukkes.

Fra overgangsstønad til sosialhjelp

En høyere andel av de enslige småbarnsmødrene mottar sosialhjelp, dagpenger og sykepenger etter reformen (tabell 2). Disse funnene er robuste på tvers av ulike modellspesifikasjoner. Modell 1 er estimert uten kontrollvariabler. I modell 2 har vi kontrollert for individuelle karakteristika som kan påvirke sysselsettingen, mens i modell 3 er også kontekstuelle variabler inkludert i modellen. Hvilke variabler som er inkludert i de ulike modellene er beskrevet i faktaboksen om metode. Fullstendige regresjonsresultater finnes i vedlegget (tabell v1).

Resultatene i tabell 2 og utover er estimert ved hjelp av lineære sannsynlighetsmodeller, og koeffisientene som presenteres i tabellene kan leses direkte som endring i sannsynlighet. For eksempel betyr koeffisienten på 0,023 for sosialhjelp at sannsynligheten for at enslige småbarnsmødre mottar sosialhjelp er 2,3 prosentpoeng høyere i 2016 sammenliknet med 2011. I 2011 mottok 5,1 prosent av de enslige småbarnsmødrene sosialhjelp (tabell 1). En absolutt økning i sannsynligheten på 2,3 prosentpoeng tilsvarer at sannsynligheten for å motta sosialhjelp har økt med 45 prosent sammenliknet med 2011. Dette resultatet er på linje med Reiso (2014), som fant en relativ økning på 49 prosent etter reformene i overgangsstønad som ble implementert i 1998 og 1999. I og med at vi har kontrollert for endringer i gruppesammensetning og sammenlikner endringen i trygdemottak blant enslige småbarnsmødre med en kontrollgruppe av gifte/samboende småbarnsmødre, mener vi det er grunn til å tro at vi har identifisert en kausal sammenheng, og at økningen i sannsynlighet for trygdemottak blant enslige småbarnsmødre skyldes reformen i overgangsstønad.

I de følgende analysene viser vi kun resultater for modell 3, der både individuelle og kontekstuelle variabler er inkludert i modellen. Dette er fordi den deskriptive statistikken viser at sammensetningen av gruppen med enslige småbarnsmødre har endret seg noe fra 2011 til 2016. For å fange opp eventuelle heterogene effekter splitter vi utvalget i undergrupper som vi tror responderer ulikt på reformen. Sannsynlighet for mottak av sosialhjelp øker mest, og sosialhjelp er derfor vektlagt i den videre analysen[6]I analysen ser vi kun på om de mottar sosialhjelp måneden yngste barn er 23 måneder. Vi skiller ikke mellom hvor mye de mottar, og om det er viktigste kilde til livsopphold, eller bare en liten andel av totalinntekten. Dette er fordi vi er begrenset av tilgangen på data. Vi har sett på om sosialhjelp er viktigste kilde til livsopphold ved siste kontakt med NAV-kontoret i kalenderåret, men dette er en veldig upresis variabel, og denne analysen gav lite innsikt. . Resultater for de andre trygdeytelsene finnes i en tabell i vedlegget (tabell v2).

Arbeidstilknytning før fødsel er viktig

Arbeidstilknytning før fødsel påvirker hvilke ytelser som er tilgjengelige etter fødsel, fordi en del av ytelsene er knyttet til arbeidsdeltakelse. For enslige mødre som ikke var i arbeid før fødsel kan det være en ekstra utfordring å oppfylle aktivitetskravet for å motta overgangsstønad etter regelverksendringene. Resultatene fra analysen peker i den retningen. I 2011 mottok om lag 3 prosent av de enslige småbarnsmødrene som var i arbeid året før det yngste barnet ble født, sosialhjelp da yngste barn var 23 måneder (tabell 3). Tilsvarende andel for de enslige mødrene som ikke var i arbeid var 10 prosent. Sannsynligheten for å motta sosialhjelp økte for begge gruppene etter reformen, men økningen var betraktelig høyere blant mødrene som ikke var i arbeid før fødsel. For denne gruppen økte sannsynligheten for å motta sosialhjelp med 4,9 prosentpoeng, mot 1 prosentpoeng blant de som var i arbeid. Selv om det er stor forskjell på absolutt endring i sannsynlighet, er de relative endringene store for begge gruppene. En økning på 4,9 prosentpoeng blant mødrene som ikke var i jobb før fødsel tilsvarer en økning på 49 prosent sammenliknet med gjennomsnittlig mottak av sosialhjelp blant denne gruppen før reformen. En økning på 1 prosentpoeng blant de som var i jobb før fødsel tilsvarer en økning på 37 prosent.

I tillegg til økt sannsynlighet for mottak av sosialhjelp som følge av innstrammingen i overgangsstønad, finner vi også 1,6 prosentpoeng økt sannsynlighet for mottak av sykepenger blant enslige mødre som var i arbeid året før yngste barn ble født, og 1,4 prosentpoengs økning i sannsynlighet for å motta dagpenger. Dette er ytelser som er knyttet til sysselsetting, så det er ikke uventet at vi ikke finner tilsvarende endringer i sannsynlighet for mødre som ikke var i arbeid før fødsel.

Antall barn har mye å si

Innstrammingene ser ut til å ha hatt større effekt på enslige småbarnsmødre med flere barn. Jo flere barn man har, jo høyere er omsorgsbyrden. Dette kan gjøre det vanskeligere å delta i arbeidsmarkedet, særlig for enslige foreldre. Andelen enslige småbarnsmødre som mottok sosialhjelp når yngste barn var 23 måneder var henholdsvis 4 prosent for de med ett barn, 5,1 prosent for de med to barn og 10,4 prosent for de med tre eller flere barn i 2011. Etter reformen økte sannsynligheten for å motta sosialhjelp med 5,8 prosentpoeng for mødrene med to barn og 6,3 prosentpoeng for mødrene med tre eller flere barn (tabell 3). Enslige småbarnsmødre med ett barn har økt sannsynlighet for mottak av arbeidsavklaringspenger og sykepenger (1,8 prosentpoeng økning for hver av disse ytelsene) etter reformen i overgangsstønad (tabell v2). Sannsynligheten for å motta dagpenger har også økt, med 1,3 prosentpoeng.

Størst effekt blant de eldre mødrene

Det er flere grunner til at vi forventer at yngre mødre responderer annerledes på reformen enn eldre mødre. Vi splitter derfor utvalget i yngre (30 år eller yngre) og eldre (31 år eller mer) mødre. Tidligere tilknytning til arbeidslivet kan gjøre det lettere å oppfylle aktivitetskravet for å motta overgangsstønad. Yngre mødre har mindre arbeidserfaring før fødsel. Dette kan gjøre sysselsetting vanskeligere også etter at de har fått barn og dermed kan det være vanskeligere å oppfylle aktivitetskravet forbundet med overgangsstønad. Samtidig vet vi at yngre mødre har færre barn. Dette trekker i motsatt retning, og øker sannsynligheten for at de kan delta i arbeidsmarkedet, siden omsorgsbyrden er lavere. Vi prøver å kontrollere for begge disse faktorene, da både antall barn og arbeidstilknytning året før fødsel er med som kontrollvariabler i modellene. Fra analysen på sysselsetting etter reformen i overgangsstønad vet vi at andelen enslige småbarnsmødre som var tilknyttet arbeidslivet (jobbet minimum 4 timer per uke) økte blant de yngre mødrene, mens det ikke var noen effekt blant de eldre mødrene (Dokken 2017). Dette gjenspeiler resultatene når vi ser på mottak av andre trygdeytelser. Andelen som mottok sosialhjelp var noe høyere blant enslige småbarnsmødre på 30 år eller yngre sammenliknet med de eldre mødrene (5,6 prosent mot 4,2 prosent) i 2011, men effekten av reformen var større for de eldre mødrene (tabell 3). Blant mødrene som var 31 år eller eldre økte sannsynligheten for å motta sosialhjelp med 3,7 prosentpoeng, mens den blant de yngre mødrene økte med 2,1 prosentpoeng.

Større økning blant norskfødte enn blant innvandrere

Enslige mødre med innvandrerbakgrunn ble trukket frem som en gruppe som stod langt fra arbeidsmarkedet i Brochmann-utvalget (NOU 2011:7). I regjeringens forslag til innskjerping av aktivitetskravet for å motta overgangsstønad ble innvandrermødre trukket frem som en gruppe en innskjerping ville være ekstra viktig for, både for å bedre utsiktene til å bli selvforsørget og for å bedre integreringen i det norske samfunnet (Prop. 7 L (2011–2012)). Innvandrerkvinner deltar i mindre grad i arbeidsmarkedet sammenliknet med norskfødte kvinner (SSB 2014), og har derfor mindre arbeidserfaring også før fødsel. Manglende utdanning og språkferdigheter kan gjøre deltakelse på arbeidsmarkedet spesielt utfordrende, og flere empiriske studier har også funnet at innvandrere diskrimineres i arbeidsmarkedet i Norge (se for eksempel Birkelund m.fl. 2014). Det var liten forskjell i effektene av reformen på sysselsettingen, men flere av de norskfødte enslige mødrene jobber, og de som jobber, jobber flere timer sammenliknet med innvandrermødrene (Dokken 2017). For å se nærmere på om enslige innvandrermødre responderer annerledes på reformen med hensyn til trygdemottak, splitter vi utvalget i enslige mødre som er født i Norge, og enslige mødre som er innvandrere.

Andelen innvandrermødre som mottok sosialhjelp før reformen var 13,1 prosent (tabell 3). Sannsynligheten for å motta sosialhjelp har økt i løpet av perioden vi ser på i analysen, men økningen er ikke statistisk signifikant. For de norskfødte har sannsynligheten for å motta sosialhjelp økt med 2 prosentpoeng. Dette betyr at sannsynligheten for å motta sosialhjelp har økt med nærmere 70 prosent sammenliknet med 2011.