Bakgrunn om kontantstøtten

Da kontantstøtten ble innført i 1998 ble den umiddelbart mye brukt, og blant kvinner med en ettåring i 1998 var det 91 prosent som tok ut kontantstøtte i minst én måned. Utover 2000-tallet falt bruken mye, delvis sammenfallende med barnehageutbyggingen. En studie gjort av NAV i 2010 viste at denne nedgangen var betraktelig svakere for ikke-vestlige innvandrerkvinner enn for norskfødte kvinner (Bakken og Myklebø 2010). For norskfødte kvinner gikk bruken ned fra 91 prosent blant de som fikk barn i 1998 til 60 prosent for de som fikk barn i 2007. Tilsvarende nedgang for asiatiske mødre var fra 94 til 81 prosent, og for afrikanske mødre fra 92 til 77 prosent. Fram til innføringen av lovendringen i 2017 hadde ikke-vestlige innvandrerkvinner fortsatt betydelig høyere bruk av kontantstøtte enn norskfødte kvinner. Dette gjaldt spesielt for mødre fra Asia og Afrika, men også blant mødre fra østeuropeiske land var bruken høy. I gjennomsnitt mottok 68 prosent av kvinner med innvandrerbakgrunn som fikk et barn i perioden 2011 til 2015 kontantstøtte, mens tilsvarende andel for norskfødte kvinner i den samme perioden var 51 prosent. I tillegg mottar utenlandsfødte kvinner i mye større grad kontantstøtte i maks antall måneder sammenlignet med norskfødte kvinner, som i større grad benytter ordningen som en ventestøtte fram til de har fått barnehageplass (Arntsen, Lima og Rudlende 2019).

Flere offentlige utvalg har foreslått å avvikle kontantstøtten (bl.a. NOU 2009:10, NOU 2010:7, NOU 2011: 7, NOU 2011: 14 og NOU 2017: 6). Grunnen er blant annet at kontantstøtten anses å ha en negativ effekt på integreringen fordi det antas at kontantstøtte svekker insentivet til å bruke barnehage og til å gå ut i arbeidslivet. I Prop. 85 L (s. 56) refereres det til Brochmann-II utvalgets konklusjon om at «kontantstøtten bidrar til å holde innvandrerkvinner utenfor arbeidsstyrken, og bør derfor fases ut». I denne artikkelen skal vi undersøke om det å fjerne kontantstøtte for en gruppe innvandrere medfører økt sysselsetting, og dermed om det er slik at kontantstøtten bidrar til å holde innvandrere med kort botid utenfor arbeidsstyrken.

Introduksjonsordning for nyankomne flyktninger

Blant de som botidskravet omfatter vil en betydelig andel være deltakere i introduksjonsordningen, og disse er da allerede deltakere i et kommunalt arbeidsrettet tiltak. Nyankomne flyktninger og deres familiegjenforente har rett og plikt til å delta i introduksjonsprogrammet[1]Målet med deltakelse i introduksjonsprogrammet er «å styrke nyankomne innvandreres mulighet for deltakelse i yrkes- og samfunnsliv, og deres økonomiske selvstendighet» (Introduksjonsloven, 2003, §1). i den kommunen de har blitt bosatt dersom de har behov for grunnleggende kvalifisering. Introduksjonsprogrammet varer som hovedregel i to år. Det utbetales introduksjonsstønad tilsvarende to ganger statens grunnbeløp (2 G) basert på registrert frammøte. Integrerings- og mangfoldsdirektoratet IMDI (2016) støttet forslaget om å innføre botidskrav for kontantstøtte fordi de mener at kontantstøtten gjør det økonomisk gunstig med et lengre fravær fra introduksjonsprogrammet, noe de anser er uheldig for integreringen av de nyankomne flyktningene. Dette poenget vektlegges også av departementet i Prop 85 L (s. 54). Det blir imidlertid ikke lagt fram noe dokumentasjon på at kontantstøtten faktisk medfører et lengre fravær fra introduksjonsprogrammet

For å bedre forstå hvordan botidskravet kan tenkes å påvirke de som deltar i introduksjonsordningen, vil vi først beskrive hvilke rettigheter gruppen har når de får barn. Ved fødsel har deltakere rett på fri uten trekk i stønaden i 20 dager, og deretter opptil 10 måneders omsorgspermisjon uten stønad (Forskrift til introduksjonsloven §4–2 og §5–3). Det er ikke mulig å ha lengre permisjon for å motta kontantstøtte og deretter returnere til introduksjonsprogrammet. Vi har vært i kontakt med et stort NAV-kontor på Østlandet som har en høy andel flyktninger. Dette kontoret har erfart at de fleste deltakere i introduksjonsordningen som får barn underveis i programmet benytter permisjonstiden fullt ut. Det er vanlig at det må søkes om økonomisk sosialhjelp i denne perioden, da kvinnene ikke har noen annen inntekt og familiens inntekt ikke strekker til. Fordi kvinner i permisjon fra introduksjonsprogrammet kan tenkes å få avbrudd i opplæringen av norskkunnskaper, er det et krav om at de skal få oppfølging og norskopplæring fra og med den fjerde måneden i permisjonen. På nevnte kontor er det stort sett praktisert aktivitetskrav for mottak av sosialhjelp slik at det ikke er mulig å gå hjemme som passiv mottaker av stønad.

I følge regelverket for introduksjonsprogrammet er det ikke mulig å ta permisjon fra programmet og motta kontantstøtte. Et slikt fravær fører til at en ikke lenger har rett til å delta i programmet. Det er derfor unøyaktig å hevde at kontantstøtten gjør det økonomisk gunstig med fravær fra introduksjonsprogrammet, alternativet ville være å avslutte programmet. Introduksjonsstøtten utgjør 2 G – omtrent 187 000 kr i 2017 – og er mer økonomisk gunstig å motta enn kontantstøtte som maksimalt utgjør 82 500 kr. Det er dessuten mulig å motta kontantstøtte og introduksjonsstøtte samtidig dersom en kan benytte seg av andre tilsynsordninger enn barnehage.

For flyktninger og familiegjenforente som deltar i introduksjonsordningen når de får barn er det lite sannsynlig at det å fjerne kontantstøtten fører til økt sysselsetting på kort sikt. Da er det noe mer sannsynlig med raskere retur til introduksjonsprogrammet for å fullføre det, og det kan på sikt gi raskere overgang til arbeid. Men at det å fjerne kontantstøtten skulle ha en slik effekt er usikkert av flere grunner som vi allerede har vært inne på. Selv om vi ikke har data om deltakelse i introduksjonsprogrammet, skal vi forsøke å ta hensyn til det ved å benytte informasjon om botid og om landbakgrunn. Vi vil anta at deltakere i introduksjonsordningen hadde en botid på 0–2,0 år ved fødsel av barnet, mens de som hadde lengre botid antar vi at har fullført programmet.[2]Vi har ikke tatt hensyn til at noen kan ha fått flere barn med kort tids mellomrom etter at de innvandret til Norge. Sistnevnte gruppe kan ha lengre botid enn 2 år og likevel være i introduksjonsprogrammet. . Vi antar videre at de som deltar i introduksjonsordningen er flyktninger som kommer fra Afrika eller Asia, med unntak av noen enkeltland i Asia.

Tidligere effektstudier

Etter innføringen av kontantstøtten ble det gjort flere analyser som viste at ordningen medførte en viss reduksjon i mødrenes sysselsetting i kontantstøtteperioden[3] 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 prosentpoengs reduksjon) som den var for norskfødte kvinner (3 prosentpoengs 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 sysselsettingen til ikke-vestlige innvandrerkvinner i dag som den hadde da ordningen ble innført. NAV har publisert tre studier av om de ulike økningene i kontantstøttesatsen har medført redusert sysselsetting midt i kontantstøtteperioden. To av dem finner en viss reduksjon i sysselsettingen (Hedding 2016 og Sortland 2019), mens den ene ikke finner en effekt av økt sats (Dahl 2014). Dahl (2014) finner imidlertid en økning i sysselsettingen på 3 prosentpoeng to år etter fødsel som følge av at en fjernet kontantstøtte for toåringer.

Vi har ikke klart å finne noen studier av om kontantstøtten påvirker gjennomføringen av introduksjonsprogrammet.

Parenes landbakgrunn og botid

Vi skal først beskrive bakgrunnen til de som botidskravet gjelder for ved å undersøke om det er mor, far, eller begge som er innvandret fra land utenfor EU/EØS i løpet av siste 5 år. Hvis mor er skilt eller separert har vi kun lagt til grunn mors botid.

Den hyppigst forekommende bakgrunnen er at begge er innvandret fra et land utenfor EU/EØS og har en botid på under 5 år (27 %), eller at begge er innvandret men at kun mor har botid på under 5 år (tabell 1). I tillegg er det relativt mange par der far er født i Norge eller har bakgrunn fra et EU/EØS-land, mens mor er omfattet av botidskravet. I noen få tilfeller er mor registrert som skilt, separert eller enke, og da har vi kun lagt til grunn mors botid og landbakgrunn.

Tre grupper etter botidslengde

Vi har i stor grad lykkes med å identifisere de som blir rammet av botidskravet, men ikke helt (figur 1). Vi sitter ikke på saksbehandlingsdataene som ble benyttet da personene kunne søke om kontantstøtte, og kan derfor ikke regne med å identifisere gruppen helt nøyaktig. Ut fra regelverket kan vi skille mellom de som er fullt ut omfattet av botidskravet med botid på 4 år eller mindre (48 måneder eller mindre), og de med botid på 49 til 59 måneder som er delvis omfattet av botidskravet. Sistnevnte gruppe vil kunne motta mellom 1–10 måneder med kontantstøtte. Vi har også tatt med gruppen med botid på mellom 60 og 84 måneder som en kontrollgruppe i flere av analysene.

Kontantstøttebruken til de tre gruppene er tilnærmet lik før regelendringen trådte i kraft (figur 1). I gjennomsnitt hadde mødrene i utvalget som hadde et barn i kontantstøttealder i 2016 et uttak av kontantstøtte på 68 prosent. For de som er fullt ut omfattet av botidskravet faller etter hvert mottaket av kontantstøtte til omtrent 3 prosent. Vi har dermed i stor grad lykkes med å identifisere de som er fullt ut omfattet av botidskravet. For de med botid 49–59 måneder, som oppfyller botidskravet underveis i kontantstøtteperioden, falt uttaket av kontantstøtte fra 77,5 prosent i 1.kvartal 2017 til 33,6 prosent i 1.kvartal 2018. I kontrollgruppen er det en liten økning på 1,1 prosentpoeng fra 1.kvartal 2017 til 1.kvartal 2018. I sistnevnte gruppe ser vi at kontantstøttebruken etter lovendringen er like høy som før, og vi har dermed lykkes i å identifisere de som ikke er rammet av lovendringen.

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 2).

Figur 2 viser mottak av kontantstøtte for gruppen med botid på 0–48 måneder etter hvilken måned barnet fylte ett år i 2016 og 2017. Sesongvariasjonen i andelen mottakere i 2016 skyldes at kontantstøtte ofte brukes som ventestøtte frem til barnehagestart i august (Arntsen mfl. 2019). 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 falt andelen kontantstøttemottakere raskt ned til et stabilt lavt nivå på rundt 5 prosent. Vi ser samtidig at juni er en overgangsmåned. Vi har derfor valgt å fjerne de som har barn som ble ett år i juni 2017. Også juli er i noen grad en overgangsmåned, men da har andelen mottakere likevel falt så drastisk at vi har valgt å ta med måneden i tiltaksgruppen. Når vi senere i artikkelen omtaler perioden før og etter lovendringen er barna som ble ett år i juni ikke med i analysen.

Sysselsetting før fødsel

Ifølge Innst. 368 L er en av hensiktene med lovendringen 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 3 viser bruk av kontantstøtte og om mor var sysselsatt eller ikke før fødselen for de med kortest botid (48 måneder eller mindre). Noe overraskende finner vi at de som er sysselsatt før fødsel bruker kontantstøtte i like stor grad som de som ikke er sysselsatt. I en tidligere analyse med et annet utvalg fant vi vi at sysselsatte mødre i mindre grad benyttet seg av kontantstøtte enn mødre som ikke var sysselsatt (Arntsen m.fl. 2019). At sysselsatte bruker kontantstøtte like ofte som de som ikke er sysselsatt, viser at det i stor grad er andre faktorer enn arbeidstilknytning som påvirker denne gruppens valg om å benytte kontantstøtte.

For å forsøke å avdekke en kausal effekt av innføringen av botidskravet, vil vi sammenligne de som ble påvirket av regelverksendringen med de som ikke ble det, ved å sammenligne foreldre til barn som fylte ett år rett før og rett etter regelendringen. Spørsmålet er hvor mange måneder vi skal ta med i sammenligningen. Desto kortere periode vi velger, desto mer sannsynlig er det at tiltaksgruppen er tilnærmet identisk med kontrollgruppen. På den andre side, hvis vi velger en meget kort periode blir den statistiske usikkerheten høy, og det er betydelig fare for at vi ikke fanger opp substansielle effekter.

I denne delen av analysen består utvalget i gjennomsnitt av 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. I figur 4 har vi tegnet inn gjennomsnittlig sysselsettingsnivå før fødsel for de som hadde en ettåring rett før og rett etter innføringen av botidskravet i 2017. Vi ser at sysselsettingen før fødsel er ganske stabilt lik før begge grupper. For de som hadde et barn som fylte ett år i starten av 2018 ble andelen som var i jobb før fødsel 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 og som har lav sysselsetting. I de følgende analyser har vi valgt å sammenligne de som hadde barn som ble ett år i januar til mai 2017 (ikke omfattet av botidskravet), med de som hadde barn som ble ett år i juli til desember (omfattet av botidskravet). Som nevnt har vi fjernet de som hadde barn som ble ett år i juni 2017. Vi viser også resultatene fra en analyse der vi kun tar med 2 måneder før og etter lovendringen.

En utfordring med denne type analyse er at barna i kontrollgruppen er født i første halvår mens barna i tiltaksgruppen er født i andre halvår, og som det fremgår av figur 2 er det en klar tendens til at flere bruker kontantstøtte blant de som er født i første halvår. Fra tidligere analyser vet vi at disse sesongvariasjonene er knyttet til barnehageopptaket i august, og at mange benytter kontantstøtte som en ventestønad frem til det. Ved også å undersøke utfall når barnet er 2 år kan vi ta hensyn til mulige sesongvariasjoner. Innen barnet er fylt 2 år skal alle som har søkt fått tilbud om barnehageplass. Vi benytter også en kontrollgruppe for å ta hensyn til sesongvariasjoner.

I resten av artikkelen har vi valgt å ta alle med botid fra 0–51 måneder og omtale dem som fullt omfattet av botidskravet. De som har botid på mellom 49 og 51 måneder vil kunne motta kontantstøtte i maks 1–3 måneder, ettersom de oppfyller botidskravet underveis i kontantstøtteperioden. Vi mener imidlertid at dette er en såpass stor endring fra å kunne motta kontantstøtte i 11 måneder, at det er rimelig å slå de sammen med de med kortere botid. De med botid fra 52 måneder til 59 måneder har vi tatt ut av analysene.

Beskrivende statistikk om analyseutvalget

Vi viser beskrivende statistikk for utvalget der vi skiller mellom gruppene før og etter botidskravet, og mellom de som hadde botid på 0–51 måneder og de med botid på 60–84 måneder (tabell 2).

En forutsetning for gyldigheten av analysen er at de med kort botid (0–51 måneder) som er omfattet av botidskravet er like de med kort botid som ikke er omfattet av botidskravet (før botidskrav). Den eneste forskjellen mellom dem skal være at den ene gruppen er omfattet av botidskravet. På nesten samtlige av de observerte kjennetegnene er de to utvalgene tilnærmet like. For eksempel er 31,5 prosent av mødrene i tiltaksgruppen og 33,4 prosent av mødrene i kontrollgruppen sysselsatt før fødsel. Forskjellen på 2 prosentpoeng er ikke statistisk signifikant. Det er én forskjell mellom de to gruppene som ikke er tilfeldig. I tiltaksgruppen har det blitt et noe større innslag av mødre med bakgrunn fra Syria, fra 7 prosent til 10,7 prosent. Dette kan sees i sammenheng med flyktningkrisen og det store antallet flyktninger som kom fra Syria til Norge i 2015–2017. Det har dermed skjedd noen mindre endringer i gruppesammensetningen som vi skal kontrollere for i våre analyser.

I noen analyser benytter vi en kontrollgruppe med de som hadde botid fra 60–84 måneder (5–7 år). Denne gruppen er stort sett også helt lik før og etter innføringen av botidskravet. Blant annet ser vi at sysselsettingen blant mødrene er på 56,5 prosent både for gruppene før og etter botidskravet. En forskjell av en viss størrelse er at det er en noe høyere andel mottakere av sosialhjelp i kontrollgruppen etter innføringen av botidskravet. Igjen er dette noe vi kontrollerer for i regresjonsanalysen.

Utfall når barnet er 1 år og 6 måneder

Vi konsentrerer oss om de med kortest botid (0–51 måneder) som vi anser som fullt ut omfattet av botidskravet, og i tabell 3 undersøker vi utfall i det kvartalet barnet blir 1 år og 6 måneder, altså midt i kontantstøtteperioden. Vi ser på mors sysselsetting, deltakelse i statlige arbeidsrettede tiltak og familiens sosialhjelp, med kontroll for en rekke variabler. Vi kontrollerer for sysselsetting og mottak av sosialhjelp før fødsel, og for andre kjente endringer i gruppesammensetningen over tid (se tabell A1 i appendiks).

Variabelen «Etter botidskrav» i tabell 3 viser om de som mistet muligheten til å motta kontantstøtte har økt sannsynlighet for sysselsetting, tiltaksbruk eller mottak av sosialhjelp etter innføringen av botidskravet sammenlignet med gruppen som kunne motta kontantstøtte. Statistisk signifikante endringer er merket med stjerner. Vi viser endringen i prosentpoeng. Vi viser en analyse der vi inkluderer alle, og en analyse med en undergruppe som vi antar at ikke deltar i introduksjonsprogrammet (ikke intro).

Vi finner ingen statistisk signifikante endringer som følge av innføringen av botidskravet. Det gjelder både analysene av hele utvalget, og for undergruppen av innvandrere som ikke er i introduksjonsprogrammet. Vi finner dermed ingen støtte for at mødre som blir rammet av botidskravet oftere kommer seg i jobb eller i arbeidsrettet aktivitet 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 familien 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 Filippinene eller Thailand, selv når vi kontrollerer for sysselsetting før fødsel.

Siden utvalget er nokså lite, er det en betydelig usikkerhet rundt estimatene. Usikkerhetsmarginen for sysselsetting er for eksempel fra -3,5 prosentpoeng til 2,2 prosentpoeng – det vil si at vi med 95 % sikkerhet kan si at effekten av botidskravet er innenfor dette intervallet.

For en gruppe med svak tilknytning til arbeidslivet og som har lav inntekt, vil kontantstøtte for mange være et viktig bidrag til familiens samlede inntekt. Når disse familiene 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. Det er derfor overraskende at vi heller ikke finner at botidskravet har gitt økt andel mottakere av sosialhjelp. Det gjelder også når vi kun ser på gruppen som vi kan anta ikke er i introduksjonsprogrammet.

Utfall når barnet er 2 år

Vi undersøker også om det har vært endring i sysselsetting i kontantstøtteperioden som følge av botidskravet når barnet har blitt 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 kan vi forvente at flere av deltakerne i introduksjonsprogrammet har rukket å gjennomføre programmet, og nå er klar for å søke jobb. Hvis bortfall av kontantstøtte medfører raskere gjennomføring av introduksjonsprogrammet kan det tenkes at vi finner en positiv effekt på sysselsettingen i denne analysen.

Analysen av utfall 2 år etter fødsel gir samme bilde som utfallene 1 ½ år etter fødsel (tabell 4). Det er ingen statistisk signifikante endringer i utfallene etter innføringen av botidskravet sammenlignet med før innføringen. Vi finner en liten økning i sysselsettingen både for hele utvalget og i noe større grad for undergruppen med de som vi antar ikke er i introduksjonsordningen, men endringene er små og de er ikke statistisk signifikante.

I tabell 5 benytter vi samme utvalg og utfall som i tabell 4, men her bruker vi en forskjell-i-forskjell tilnærming som også gir et bedre bilde av utviklingen i sysselsetting før og etter fødsel. De som blir rammet av botidskravet (tiltaksgruppen) har 2,2 prosentpoeng høyere 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 når barnet er 2 år økt. Andelen har økt fra 31,4 prosent til 38,7 prosent for kontrollgruppen og fra 33,7 til 39,3 prosent for tiltaksgruppen. Økningen i andelen sysselsatte i tiltaksgruppen er -1,6 prosentpoeng lavere enn i kontrollgruppen. Dette forskjell-i-forskjell estimatet på -1,6 prosentpoeng er ikke statistisk signifikant. Omtrent 15 prosent av familiene mottok sosialhjelp før fødsel, og andelen mottakere er nesten 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 0,5 prosentpoeng mer for de som er rammet av botidskravet, noe som er langt fra å være statistisk signifikant. Heller ikke med denne fremgangsmåten finner vi effekter av å innføre botidskravet, verken på mors sysselsetting eller på andelen som mottar sosialhjelp.

Analyse der vi bruker de med botid på 60–84 måneder som kontrollgruppe

En innvending mot analysen i tabell 5 er at vi ikke tar hensyn til mulige konjunkturendringer, og at vi heller ikke har tatt høyde for sesongvariasjoner i sysselsetting. 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 60–84 måneder (5–7 år) som ikke ble rammet av botidskravet, kan vi teste for om sesongvariasjoner eller konjunkturutviklingen påvirker sysselsettingen. Hvis det for eksempel er en signifikant negativ utvikling i kontrollgruppen kombinert med en svakt positiv utvikling i tiltaksgruppen, vil det indikere en positiv effekt på sysselsettingen av botidskravet.

Resultatene i tabell 6 styrker konklusjonen om at botidskravet ikke har en effekt på sysselsettingen til mødrene (se tabell A3 i appendiks for komplett regresjonsmodell). Alle endringer, både i tiltaksgruppe og kontrollgruppe er små og ikke signifikante. Vi ser for eksempel at det er en svak økning på 0,9 dagsverk i kontrollgruppen, og omtrent den samme økningen på 0,8 dagsverk i tiltaksgruppen. Vi får også omtrent samme koeffisient for endringen i bruk av arbeidsrettede tiltak som er på -0,7 prosentpoeng for kontrollgruppen og -1,6 prosentpoeng for tiltaksgruppen. Når det gjelder mottakere av sosialhjelp er det en svak økning i tiltaksgruppen og en svak reduksjon i kontrollgruppen. Det gir en økning i andelen mottakere av sosialhjelp på 1,6 prosentpoeng i tiltaksgruppen relativt til kontrollgruppen. Det gir en viss støtte til at botidskravet har medført en svak økning i andelen mottakere av sosialhjelp – men det er usikkert.

Vi har gjort en tilsvarende analyse der vi innsnevrer utvalget til de som hadde barn som ble ett år to måneder før (april-mai 2017) og to måneder etter regelverksendringen (juli-august 2017). Det gir samme resultat – omtrent samme endringer i sysselsetting før og etter botidskravet for både tiltaksgruppe og kontrollgruppe (tabell A4 i appendiks).

Fars sysselsetting

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[4] Det er en økning på 2,0 dagsverk for menn som ikke er statistisk signifikant. Det er sesongvariasjoner i antall dagsverk per menn – og det har blant annet sammenheng med at det det er litt flere mulige dagsverk i enkelte kvartal enn andre på grunn av fridager. .