Tidligere effektstudier

Etter at kontantstøtten ble innført ble det gjort flere analyser som viste at ordningen medførte en viss reduksjon i mødrenes sysselsetting i kontantstøtteperioden[1] For en oversikt se Østbakken (2016).. Drange og Rege (2013) som undersøkte langtidseffektene fant at den observerte reduksjonen var halvert når barnet var fire år, og at effekten hadde forsvunnet helt innen barnet fylte fem år. Hardoy og Schøne (2010) fant at nedgangen i sysselsetting blant mødre i kontantstøtteperioden var dobbelt så sterk for innvandrerkvinner fra ikke-vestlige land (6 prosentpoeng reduksjon) enn den var for norskfødte kvinner (3 prosentpoeng reduksjon). Forskjellen i effekt mellom norskfødte og ikke-vestlige innvandrere var enda større når den ble målt i prosent. Dette skyldtes at innvandrermødrene hadde lavere sysselsetting i utgangspunktet. Ut fra dette konkluderte Hardoy og Schøne med at reduksjonen i innvandrermødrenes sysselsetting i kontantstøtteperioden var «relativt stor». Undersøkelsen ble gjort ved å sammenligne kvinner som fikk barn i 1992 og 1995 (før kontantstøtten ble innført) med de som fikk barn i 1998 (etter at kontantstøtten ble innført). Det har ikke blitt gjort analyser i nyere tid av om ordningen har samme effekt på ikke-vestlige innvandrerkvinner i dag som den hadde da ordningen ble innført.

Tre grupper etter botidslengde

Vi har i stor grad lykkes med å identifisere de som blir rammet av botidskravet, men ikke helt nøyaktig (figur 1). Vi ser at også blant de som vi har identifisert som fullt ut rammet av botidskravet, er det cirka 3 prosent som mottar kontantstøtte etter lovendringen. I utvalget skiller vi som nevnt mellom en gruppe som ikke oppfyller botidskravet (har 4,0 års botid eller mindre), en gruppe der botidskravet blir oppfylt underveis i kontantstøtteperioden (botid på 4 år og 1 måned – 4 år og 11 måneder), i tillegg til en kontrollgruppe med botid mellom 5,0 og 7,0 år. I sistnevnte gruppe ser vi at kontantstøttebruken etter lovendringen er den samme som før, og vi har dermed lykkes i å identifisere de som ikke er rammet av lovendringen.

Kontantstøttebruken til de tre gruppene er tilnærmet lik før regelendringen trådte i kraft. I gjennomsnitt hadde mødrene i utvalget som hadde et barn i kontantstøttealder i 2016 et uttak av kontantstøtte på 68 prosent. Kontantstøttebruken i de tre gruppene er også tilnærmet lik i 1. og 2. kvartal 2017, der gjennomsnittet var 71 prosent. For de med botid 4,1-4,9 år, som oppfyller botidskravet underveis i kontantstøtteperioden, er det et markant fall i uttaket av kontantstøtte fra 77,5 prosent i 1.kvartal 2017 til 33,6 prosent i 1.kvartal 2018. Fallet er ikke like markant som for gruppen med kortest botid. For de med botid på 5,0 år eller mer er det en liten økning på 1,1 prosentpoeng fra 1.kvartal 2017 til 1.kvartal 2018.

Sysselsetting før fødsel og bruk av kontantstøtte

I Innst. 368 L (2016-2017) blir en av hensiktene med lovendringen sagt å være at den skal gi innvandrere sterkere insentiver til raskt å komme i arbeidsrettet aktivitet, men lovendringen vil også omfatte de som var i arbeid før fødsel så lenge de har kort botid.

Figur 2 viser bruk av kontantstøtte og om mor var sysselsatt eller ikke før fødselen for de med botid på mindre enn 4 år. Noe overraskende finner vi at de som er sysselsatt før fødsel bruker kontantstøtte i like stor grad som de som ikke er sysselsatt. Dette i motsetning til tidligere analyser av alle foreldre til alle ettåringer, der vi fant at sysselsatte mødre i mindre grad benyttet seg av kontantstøtte enn mødre som ikke var sysselsatt. At sysselsatte bruker kontantstøtte like ofte som de som ikke er sysselsatt, viser at det er andre faktorer enn arbeidsmarkedstilknytning som påvirker denne gruppens valg om å benytte kontantstøtte.

Overgangsfase i innføringen av regelverket?

For å avgjøre hvilken periode vi skal regne som før og etter lovendringen, skal vi først undersøke om det er en overgangsfase i innføringen av nytt regelverk (figur 3).

Figur 3 viser mottak av kontantstøtte for gruppen med botid på 0-4,0 år etter hvilken måned barnet fyller ett år i 2016 og 2017. Sesongvariasjonen i andelen mottakere i 2016 skyldes at kontantstøtte i stor grad brukes som ventestøtte frem til barnehagestart i august. I 2016 fikk også barn som fylte ett år i september og oktober rett til plass den måneden de fylte ett år, og vi ser at i 2016 er bruken av kontantstøtte omtrent lik for månedene august til oktober. Etter lovendringen i juli 2017 faller andelen kontantstøttemottakere raskt ned til et stabilt lavt nivå på rundt 5 prosent. Vi ser samtidig at juni og i noen grad juli er overgangsmåneder. Vi har derfor valgt å fjerne de som har barn som ble ett år i juni og juli 2017. Når vi senere i artikkelen omtaler perioden før og etter lovendringen er barna som ble ett år de nevnte månedene ikke med i analysene.

Tabell 1 viser beskrivende statistikk for utvalget der vi skiller mellom gruppene som hadde en ettåring før regelverksendringen, og gruppene som hadde en ettåring etter, og der vi har fjernet de to nevnte månedene. Som nevnt består datasettet av gjentatte tverrsnitt, og individene vi observerer før lovendringen er ikke de samme som de vi observerer etter lovendringen.

Utvalget består av 13 365 personer, omtrent like mange før og etter regelendringen. Vi har identifisert 3 817 personer som er fullt rammet av botidskravet (personer med botid 0-4,0 år etter regelendring), mens 930 (botid 4,1-4,9 år år) personer er identifisert som delvis rammet. I utvalget var det omtrent 40 prosent av mødrene som var sysselsatt før fødsel (mottok foreldrepenger). Det er forskjell mellom gruppene i hvor stor andel som var sysselsatt før fødsel, der mødre med botid på 0-4,0 år som blir fullt rammet av botidskravet er gruppen der færrest var sysselsatt. Om lag 30 prosent av de med botid under fem år var sysselsatt før fødsel. I gruppen med litt lenger botid var det 46 prosent som var sysselsatt, mens i kontrollgruppen var det 57 prosent. Etter regelverksendringen er 29 prosent av mødrene med kort botid sysselsatt før fødsel. Det er en noe lavere andel enn for samme gruppe før regelverksendringen. Vi ser ikke en tilsvarende reduksjon i sysselsettingen før fødsel blant de med botid på 4 år eller mer. Dette viser at gruppen med kort botid har endret seg noe i den observerte perioden. Det har skjedd en betydelig endring i sammensetningen av landbakgrunn for de med kort botid før sammenlignet med etter botidendringen. I perioden etter regelendringen har det blitt et langt større innslag av mødre med bakgrunn fra Syria (fra 5-15 %), mens det har vært en nedgang i antallet mødre med bakgrunn fra Somalia eller med annen landbakgrunn. Det har dermed skjedd noen større endringer i gruppesammensetningen, og det er viktig å kontrollere for slike faktorer i analysemodellene.

Omtrent 9 prosent av kvinnene i utvalget er født i Norge. Det er kvinner som har fått barn med en mann som er født utenfor Norge og innvandret fra et land utenfor EU/EØS.

Utfall når barnet er 1 år og 6 måneder

Vi konsentrerer oss om de med botid på 0-4,0 år som er fullt rammet av botidskravet, og i tabell 2 undersøker vi utfall i det kvartalet barnet blir 1 år og 6 måneder, altså midt i kontantstøtteperioden. Vi ser på mors sysselsetting, tiltaksdeltakelse og familiens bruk av sosialhjelp, med kontroll for en rekke variabler[2] Vi kontrollerer for sysselsetting og mottak av sosialhjelp før fødsel. Vi kontrollerer for endringer i mors alder, mors landbakgrunn, fars og mors botid, for antall barn og for hvilket kvartal barnet er født. . Utvalget består av alle med botid fra 0 til 48 måneder i den måneden barnet fyller ett år for perioden fra januar 2016 til desember 2018. Når vi ser på mottak av sosialhjelp stopper observasjonene med barna som ble ett år i juni 2018.

Variabelen «Etter botidskrav» viser om gruppen innvandrere med kort botid har økt sannsynlighet for sysselsetting, tiltaksbruk eller mottak av sosialhjelp etter innføringen av botidskravet. Ved å multiplisere tallet med 100 viser den endringen i prosentpoeng. Vi kontrollerer for sysselsetting og mottak av sosialhjelp før fødsel, og for en rekke endringer i gruppesammensetningen over tid (se tabell A1 i appendiks). Vi viser en modell der vi inkluderer alle med 0-4,0 års botid, og en modell der vi analyserer en undergruppe der både mor og far er født i utlandet og der mor er innvandret fra Afrika eller Asia (tabell 2).

For utfallene mors sysselsetting, mors dagsverk og mor tiltak er koeffisienten for «etter botidskrav» liten, og vi finner ingen signifikante endringer etter innføringen av botidskravet. Når vi kun analyserer undergruppen med mødre født i Afrika eller i Asia finner vi en økning i andelen sysselsatte på 1,8 prosentpoeng etter innføringen av botidskravet. Denne økningen er ikke statistisk signifikant, men er nær å være signifikant på et 0,1 nivå. Vi finner dermed liten støtte for at mødre som blir rammet av botidskravet oftere kommer seg i jobb når barnet er blitt 1 ½ år. Det som forklarer om mor er i jobb på dette tidspunktet er om mor var sysselsatt før fødsel, samt om mor mottok sosialhjelp før fødsel. I tillegg bidrar mors landbakgrunn til å øke forklaringskraften til modellen. Mødre med bakgrunn fra Somalia, Eritrea, Syria, Pakistan og Afghanistan er i langt mindre grad sysselsatt på dette tidspunktet sammenlignet med for eksempel mødre som er født i Norge, selv når vi kontrollerer for sysselsetting før fødsel (tabell A1 i appendiks).

For en gruppe med svak tilknytning til arbeidslivet og som dermed har lav inntekt, vil kontantstøtte for mange være et økonomisk viktig bidrag til familiens samlede inntekt. Når disse familiene eller enslige mødrene mister mulighet til å motta kontantstøtte, kan det tenkes at de i større grad begynner å motta andre ytelser fra NAV, og da først og fremst sosialhjelp. Vi finner en signifikant økning på 2,1 prosentpoeng i andelen mottakere av sosialhjelp. Når vi kun ser på gruppen med utenlandsfødte mødre fra Afrika og Asia finner vi at andelen mottakere av sosialhjelp har økt med 4,5 prosentpoeng og denne økningen er signifikant på et 0,01 nivå. 26 prosent i denne gruppen mottok sosialhjelp før fødsel, og økningen på 4,5 prosentpoeng gjelder dermed for en gruppe der mange mottok sosialhjelp også før det var aktuelt med kontantstøtte.

Utfall når barnet er 2 år

Vi finner ingen endring i sysselsetting midt i kontantstøtteperioden som følge av botidskravet, men hva med mot slutten av kontantstøtteperioden, når barnet blir 2 år? Da vil gruppen som har mistet muligheten til å motta kontantstøtte hatt mer tid på seg til å skaffe jobb, samt at da vil også alle som har søkt fått barnehageplass til barna. I tillegg har barnet blitt eldre, og det kan være mer aktuelt for flere å forsøke å skaffe seg jobb.

Analysen av utfall 2 år etter fødsel gir omtrent samme bilde som 1 ½ år etter fødsel. Her finner vi en liten økning i sysselsettingen både for hele utvalget og for undergruppen med mødre født i Afrika eller Asia, men endringene er små og ikke statistisk signifikante. At økningen ikke er statistisk signifikant innebærer at det kan være et resultat av tilfeldig variasjon i sysselsettingen. Vi finner heller ingen økning i hvor mye mødrene jobber (antall dagsverk). Derimot finner vi noe overraskende en signifikant reduksjon i andelen som deltar i arbeidsrettede tiltak. Som vi skal se er denne nedgangen trolig et resultat av en generell nedgang i arbeidsrettede tiltak i perioden, og ikke en effekt av botidskravet. Også her (tabell 3) observerer vi en økning i andelen mottakere av sosialhjelp, men i denne analysen er ikke økningen statistisk signifikant. Siden vi kun har data om sosialhjelp ut 2018 kan vi kun observere et mindre utvalg når vi ser på sosialhjelpsmottak 2 år etter fødsel, noe som medfører at den statistiske usikkerheten blir større.

Analyse med alle tre botidsgrupper

En innvending mot analysen i tabell 3 er at vi ikke tar hensyn til mulige konjunkturendringer. På nasjonalt nivå vet vi at det var en nedgang i ledigheten etter innføringen av botidskravet. Men vår analyse gjelder en liten undergruppe i en spesiell situasjon, og det kan være en negativ trend i sysselsettingen for denne gruppen på tross av lavere ledighet på nasjonalt nivå. Ved å undersøke utviklingen i sysselsettingen til gruppen med botid på 5,0-7,0 år som ikke ble rammet av botidskravet, kan vi teste for om det har vært en konjunkturutvikling som påvirker sysselsettingen i perioden. Endringen i kontrollgruppen sammenligner vi med de som er fullt ut rammet av botidskravet. I denne analysen tar vi også med de som er delvis rammet botidskravet.

I kontrollgruppen som ikke ble rammet av botidskravet er sysselsettingen stabil etter regelendringen (tabell 4). Vi finner dermed ingen støtte til at det har vært endringer i sysselsettingen som følge av konjunkturendringer i perioden. I kontrollgruppen finner vi imidlertid en signifikant reduksjon i andelen på statlig arbeidsrettede tiltak. Dette indikerer at har vært en generell nedgang i bruk av arbeidsrettede tiltak i disse gruppene som ikke kan knyttes til botidskravet. Når vi her ser på de som er delvis rammet av botidskravet finner vi noe overraskende en signifikant økning på 2,6 avtalte dagsverk etter innføringen av botidskravet. Blant de som er fullt ut rammet av botidskravet er det bare en liten økning i antall dagsverk, og økningen er lavere enn den vi finner i kontrollgruppen. Hvis botidskravet faktisk hadde en positiv effekt på hvor mye mødrene jobber, burde effekten vært enda sterkere i gruppen som er fullt ut rammet av botidskravet. Vi tviler derfor på at denne økningen i antall dagsverk for gruppen som er delvis rammet er en effekt av botidskravet. Når det gjelder mottak av sosialhjelp i finner vi ingen signifikante endringer, verken for kontrollgruppe, for de som er delvis rammet eller de som er fullt rammet av botidskravet.

Selv om botidskravet ikke har en effekt på mors sysselsetting, kan det tenkes å påvirke fars sysselsetting. Tabell A5 i appendiks viser regresjonsmodeller der utfallet er fars sysselsetting og fars deltakelse i arbeidsrettede tiltak. Modell og utvalg er det samme som vi brukte i analyse av utfall for mor, men her kontrollerer vi for fars fødeland og ikke mors. Vi finner ingen signifikante effekter av botidskravet på fars sysselsetting eller deltakelse i arbeidsrettede tiltak.

Analyse av de som hadde barn som fylte ett år rett før og rett etter regelverksendringen

Fra en måned til den neste mister alle foreldre med kort botid som ikke allerede mottar kontantstøtte, retten til å motta kontantstøtte. Dermed er forutsetningene til stede for å gjøre en kausalanalyse med et regression discontinuity design (Cattaneo, Idrobo og Titiunik 2019). Dette designet er nærmere beskrevet i metodedelen.

Utvalget i denne delen av analysen består av i gjennomsnitt 220 mødre per måned. Siden det er små tall vil det være betydelig tilfeldig variasjon i sysselsettingen fra måned til måned, derav svingningene vi ser i figur 4. Vi har også tegnet inn et løpende gjennomsnitt for tertial. Da ser vi at sysselsettingen før fødsel er tilnærmet stabil i perioden fra jan 2015 til og med starten av 2018. I starten av 2018 begynner andelen som er i jobb før fødsel å blir betydelig redusert, fra omkring 33 prosent til ned mot 27 prosent. Dette har sannsynligvis sammenheng med et stadig økende innslag av mødre som er innvandret fra Syria. I denne analysen ser vi kun på de månedene før og etter regelverksendringen som er rammet inn med vertikale linjer i figur 4. Kontrollgruppen består av de som hadde barn som ble ett år i mars til mai i 2017, mens tiltaksgruppen består av de som fylte ett år fra august til oktober 2017. For vår analyse er det betryggende at andelen som er i jobb før fødsel er tilnærmet stabil for mødrene som fikk barn i de valgte månedene. En utfordring med denne type analyse er at barna i kontrollgruppen er født i andre måneder enn barna i tiltaksgruppen og vi vet fra tidligere analyser at det er sesongvariasjoner i bruk av kontantstøtte og barnehage etter barnets fødselsmåned. Ved å måle utfallene to år etter fødsel antar vi at vi kan fjerne mulige sesongvariasjoner knyttet til barnets fødselsmåned og barnehagestart.

Tabell 5[3] P-verdier er beregnet med bruk av det brukerskrevne programmet diff i Stata. viser en forskjell-i-forskjell beregning, der vi undersøker endringer i sysselsetting og sosialhjelp fra før fødsel og til barnet er blitt 2 år, og der vi sammenligner endringer i tiltaksgruppen (aug. – okt. 2017) med endringer i kontrollgruppen (mars – mai 2017). De som blir rammet av botidskravet (tiltaksgruppen) har 2,0 prosentpoeng lavere sysselsetting enn kontrollgruppen før fødsel, men denne forskjellen er ikke statistisk signifikant. Vi ser at for begge grupper har andelen mødre som er i jobb økt når barnet er 2 år til 40,3 prosent for kontrollgruppen og 37,3 prosent for tiltaksgruppen. Økningen i andelen sysselsatte i tiltaksgruppen er 1,0 prosentpoeng lavere enn i kontrollgruppen. Dette forskjell-i-forskjell estimatet på -1,0 prosentpoeng er ikke statistisk signifikant. 15,9 prosent av familiene mottok sosialhjelp før fødsel, og andelen mottakere er den samme i kontrollgruppen og tiltaksgruppen (tabell 5). Når barnet har blitt 2 år har andelen mottakere av sosialhjelp økt noe for begge grupper. Andelen mottakere av sosialhjelp har økt med 1,4 prosentpoeng mer for de som er rammet av botidskravet, men heller ikke denne forskjellen er statistisk signifikant. Her finner vi ingen effekter av å innføre botidskravet, verken på mors sysselsetting eller på andelen som mottar sosialhjelp. Hvis botidskravet hadde medført en endring i sysselsetting eller mottak av sosialhjelp på 4 prosentpoeng eller mer, ville vi sannsynligvis ha fanget det opp med denne analysen. Vi kan dermed ikke utelukke at botidskravet har gitt mindre effekter på 1-3 prosentpoeng økning i andelen sysselsatte eller i andelen mottakere av sosialhjelp[4] Vi har gjentatt denne forskjell-i-forskjell analysen med et utvalg der vi også inkluderer de som er delvis rammet, og finner da nøyaktig samme resultat (ikke vist). Vi har også gjort analyser der vi tar med 5 måneder før og 5 måneder etter, og finner da også samme resultat..