PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Beskæftigelsesudvalget 2014-15 (1. samling), Beskæftigelsesudvalget 2014-15 (1. samling), Beskæftigelsesudvalget 2014-15 (1. samling)
L 58 Bilag 5, L 58 A Bilag 5, L 58 B Bilag 5
Offentligt

Kenneth Lykke Sørensen og Jacob Nielsen Arendt

Effekter af ansættelse som

jobrotationsvikar

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Effekter af ansættelse som jobrotationsvikar

kan hentes fra

hjemmesiden www.kora.dk

Mindre uddrag, herunder figurer, tabeller og citater, er

tilladt med tydelig kildeangivelse. Skrifter, der omtaler,

anmelder, citerer eller henviser til nærværende, bedes

sendt til KORA.

Udgiver: KORA

ISBN: 978-87-7509-729-6

Projekt: 10650

Juni 2014

KORA

Det Nationale Institut for

Kommuners og Regioners Analyse og Forskning

KORA er en uafhængig statslig institution, hvis formål er at

fremme kvalitetsudvikling samt bedre ressourceanvendelse

og styring i den offentlige sektor.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Forord

Denne rapport er resultatet af et projekt sendt i udbud fra Styrelsen for Arbejdsmarked og

Rekruttering, som KORA vandt. Formålet er at foretage en kvantitativ evaluering af jobro-

tationsordningen for ledige. Jobrotationsordningen har kun været evalueret én gang tidlige-

re herhjemme, og aldrig på nationalt plan. Rapporten bidrager derfor med ny viden, om

ansættelse som jobrotationsvikar er gavnligt for ledige dagpenge- og kontanthjælpsmodta-

gere for deres beskæftigelsessituation.

Rapporten er udarbejdet af forsker Kenneth Lykke Sørensen og professor Jacob Nielsen

Arendt, KORA, Det Nationale Institut for Kommuners og Regioners Analyse og Forskning.

Rapporten har været gennemlæst og kommenteret af to eksterne læsere. De takkes for

konstruktive kommentarer.

Forfatterne

Juni 2014

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Indhold

Resumé ...........................................................................................5

Introduktion .....................................................................................7

Analysedesign ...........................................................................9

1.1

1.2

Effektmål og analyser ............................................................................. 9

1.1.1

Ustøttet beskæftigelse og indkomst ................................................ 9

Kontrolgrupper ...................................................................................... 9

Beskrivende statistik ................................................................ 11

Resultater ............................................................................... 14

3.1

3.2

Effekter på tid til ustøttet beskæftigelse .................................................. 14

Effekter på lønindkomst og beskæftigelse efter deltagelse i jobrotation......... 18

Konklusion .............................................................................. 21

Databeskrivelse................................................................. 22

DREAM-registret .................................................................................. 22

Supplerende individoplysninger .............................................................. 22

Udfaldsmål ......................................................................................... 23

Bilag 1

Bilag 2

Metode ............................................................................ 24

Dynamisk matching .............................................................................. 24

Traditionel matching ............................................................................. 25

Bilag 3

Bilag 4

Bilag 5

Common support ............................................................... 26

Effekter på andel i beskæftigelse ......................................... 27

Effekter på ustøttet beskæftigelsesgrad og lønindkomst .......... 33

Litteratur ....................................................................................... 35

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Resumé

Denne rapport indeholder en kvantitativ analyse af deltagelse i et jobrotationsforløb på

opdrag fra Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering (STAR). I analysen medtages job-

rotationsvikarer, der kommer fra dagpenge eller kontanthjælp, hvis vikarforløb er påbe-

gyndt i 2012, og hvor arbejdsgiveren modtager jobrotationsydelse. Der kan ikke skelnes

mellem deltagere i den ordinære jobrotationsordning og den særlige jobrotationsordning.

Analysen omhandler udelukkende deltagerne i jobrotation, og indeholder derfor ikke opgø-

relser over effekten af uddannelsesindsatsen for beskæftigede.

Rapporten beskriver løn- og beskæftigelseseffekter af ansættelse som jobrotationsvikar målt

i op til 23 måneder efter ansættelsen som vikar, for dem, der starter forløbet tidligt i 2012,

mens dem, der starter sent i løbet af 2012, følges i mindst 11 måneder. Det er vigtigt, fordi

det må forventes, at ansættelse som vikar til en vis grad

fastholder

den ledige: Nogle vikarer

ville have fundet et ordinært job i vikarperioden, havde de ikke været ansat som vikar. Effek-

ten opgøres både med hensyn til, om et vikariat hjælper ledige

hurtigere

i beskæftigelse, og

om det

samlet set øger

den lediges beskæftigelsesgrad og løn (ustøttet) over den toårige

periode.

Opsummerende viser analyserne, at overgangen til beskæftigelse som forventet falder i

perioden lige efter ansættelse, hvilket tolkes som en fastholdelseseffekt. Fastholdelsesef-

fekten mindskes gradvist med tiden, og et år efter påbegyndt jobrotation øges overgangen

til beskæftigelse brat for deltagerne. Samlet set betyder det, at jobrotationsvikarer i gen-

nemsnit kommer to til tre uger hurtigere i ustøttet beskæftigelse, end de ellers ville have

gjort.

Rapporten viser, at denne effekt særligt viser sig blandt vikarer på offentlige arbejdsplad-

ser og for vikarer uden erhvervskompetencegivende uddannelse. Der er desuden tendens til

bedre effekter for vikarer, der er ansat som vikar inden for det første halve år i det givne

ledighedsforløb. Omvendt ses, at jobrotationsvikarer på private virksomheder eller vikarer

med erhvervskompetencegivende uddannelse

ikke

kommer hurtigere i beskæftigelse som

følge af ansættelse som jobrotationsvikar, end de ville have gjort uden ansættelsen.

Forskellen på vikarforløb i det private og offentlige hænger bl.a. sammen med, at forløbene

i det private er længere; der er derfor større fastholdelse. Endvidere vises, at mens 79 %

af jobrotationsvikarerne i det offentlige er ordinært ansat på samme arbejdsplads måneden

efter endt vikariat, så gælder det kun 48 % af vikarerne i det private. Det er sandsynligt,

at begge disse forhold delvist forklares af en stor brug af elever og lærlinge som jobrotati-

onsvikarer i det private, og at brugen er langt større end i det offentlige. Denne ordning er

i dag afskaffet, og derfor kan resultaterne for private i mindre grad end for offentlige over-

føres til gældende forhold i dag.

Det er dog ikke alle ledige, der får langvarige og vellønnede job efter jobrotation. I stedet

for kun at belyse, hvor

hurtigt

den ledige kommer i beskæftigelse, har KORA endvidere set

på

omfanget

af beskæftigelse og lønindkomsten over den toårige periode efter påbegyndt

vikariat.

Når disse dimensioner inddrages, er det kun for ledige uden en erhvervskompetencegiven-

de uddannelse, at der er markante positive effekter: beskæftigelsen øges med 0,6 måneds-

værk over 23 måneder og indkomsten med omkring 22.000 kr. som følge af ansættelse

som jobrotationsvikar. Det svarer til en forøgelse af beskæftigelsesgrad og lønindkomst

med henholdsvis 8 og 12,5 % over de 23 måneder. For ledige med erhvervskompetencegi-

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

vende uddannelse er effekterne negative, svarende til en reduktion af beskæftigelsesgra-

den og indkomsten med cirka 6 % over de 23 måneder.

Det bemærkes afslutningsvist, at da der er en signifikant positiv effekt både på beskæfti-

gelsesgraden og på lønindkomsten for alle deltagere i det meste af perioden efter endt del-

tagelse, kan det ikke udelukkes, at effekten på beskæftigelsesgraden på længere sigt er

positiv for flere grupper end dem uden uddannelse. Fortolkningen af resultaterne skal ses i

lyset af, at effekterne ikke er målt på baggrund af en definitiv tilfældig deltagelse i jobrota-

tion, hvilket gør det svært at isolere årsagssammenhænge.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Introduktion

Jobrotation er en blandt flere aktive foranstaltninger, der anvendes i den aktive beskæfti-

gelsesindsats i landets jobcentre. Formålet med denne analyse er at vurdere om lediges

deltagelse i jobrotation er gavnligt for deltagerne i forhold til deres arbejdsmarkedstilknyt-

ning. Det gøres ved at måle kvantitative effekter af deltagelse på tre udfald: 1) Forventet

tid fra påbegyndt jobrotation indtil ustøttet beskæftigelse, 2) ustøttet beskæftigelsesgrad

og 3) ustøttet lønindkomst. Derved belyses, både hvor hurtigt den ledige finder beskæfti-

gelse samt dimensioner af kvaliteten af det job, de eventuelt finder. De kvantitative effek-

ter måles i forhold til, hvad der ville ske, hvis den ledige

ikke

deltog i jobrotation på det

givne tidspunkt.

Der har eksisteret jobrotationsordninger i Danmark i forskellige former de seneste 20 år.

Grundlæggende består ordningen i, at en ledig kan vikariere på ordinære forhold på en

arbejdsplads, mens andre medarbejdere efteruddannes. I 1994 blev en jobrotationsordning

for første gang startet op i forbindelse med de omfattende ændringer af aktiveringsindsat-

sen, der skete i det år. Det vides dog ikke, i hvor høj grad ordningen er anvendt, da den

blev registreret sammen med jobtræning og løntilskudsforløb (Beskæftigelsesudvalget

2012).

Fra 2001 til 2008 var der afsat midler på finansloven til et forsøg med jobrotation. Ordnin-

gen var afgrænset til brug for dagpengemodtagere med særlig risiko for langtidsledighed,

og efteruddannelsesmulighederne var afgrænset til erhvervsrettet voksen- og efteruddan-

nelse samt uddannelser godkendt til statens voksenuddannelsesstøtte. Omkring 8.000 for-

løb blev afholdt, men det er så vidt vides aldrig evalueret, om forsøget havde gavnlige be-

skæftigelseseffekter.

Den nuværende ordning blev oprettet i forbindelse med Velfærdsforliget i 2006. Der findes

grundlæggende to muligheder for rotation mellem beskæftigede og ledige, som begge

sommetider omtales som jobrotation: Enten ansættes den ledige i et løntilskudsforløb eller

også ansættes vedkommende som jobrotationsvikar, begge mens en beskæftiget efterud-

dannes (se fx Beskæftigelsesregionerne 2011). Både løntilskudsansatte og jobrotationsvi-

karer skal ansættes under overenskomstmæssige forhold. Refusionen til virksomhederne

for et jobrotationsforløb er 160 % af dagpenge; jobrotationsydelsen (LAB 2013). Den høje

sats for jobrotationsvikaren gives, fordi arbejdsgiveren selv finansierer efteruddannelse,

mens arbejdsgiveren ved ansættelse af ledige i løntilskud samtidig kan modtage voksen- og

efteruddannelsesgodtgørelse, statens voksenuddannelsesstøtte eller voksenlærlingetilskud.

Der er ikke begrænsninger på, hvilke efteruddannelser der kan anvendes, når der modta-

ges jobrotationsydelse. Ydermere er ansættelse af jobrotationsvikarer ikke underlagt de

samme regler om merbeskæftigelseskrav og rimelighedskrav, som gælder løntilskudsansat-

te, og jobrotationsvikarer er ikke omfattet af LAB-loven. Derfor bruger de ikke af deres

dagpengeanciennitet, men optjener samtidig heller ikke til den. For jobrotationsvikarer er

der krav om en time-til-time relation mellem vikarens ansættelsesomfang og den beskæfti-

gedes efteruddannelsesomfang.

Jobrotationsordningen med jobrotationsydelse findes i to versioner: Den almindelige ord-

ning og den særlige ordning. Den almindelige ordning er forbeholdt beskæftigede uden

erhvervsrettet uddannelse, der med hensyn til niveau og varighed overstiger en erhvervs-

uddannelse (eller ligestillet hermed), medmindre uddannelsen ikke har været anvendt de

seneste fem år, mens den særlige ordning er oprettet for efteruddannelse af beskæftigede

med kort eller mellemlang videregående uddannelse. Brugen af den særlige ordning er be-

grænset af en særskilt pulje. Der har været forskellige justeringer af ordningen; fx kunne

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

jobrotationsvikarer erstatte elever under erhvervsuddannelse indtil 1. juli 2013, og fra 1.

januar 2013 til 1. juli 2014 er jobrotationsydelsen højere for private end for offentlige ar-

bejdsgivere.

Endelig bør det nævnes, at deltagelse i jobrotationsforløb som ledig kontanthjælpsmodta-

ger betinges af mindst tre måneders sammenhængende ledighed (dvs. inden for samme

ledighedsforløb), og som dagpengemodtager af tre måneders sammenlagt ledighed (dvs.

inklusive eventuelle tidligere ledighedsforløb) siden sidste optjening af en fuld dagpengepe-

riode.

Indtil 2012 er det ikke centralt opgjort, hvor mange der er blevet ansat som jobrotationsvi-

kar med jobrotationsydelse. På baggrund af oplysninger om de samlede udgifter til ordnin-

gen samt et estimat for den gennemsnitlige varighed er det skønnet at under 200 blev an-

sat som vikarer i 2007-2009, 337 i 2010 og 1.177 i 2011 (Beskæftigelsesudvalget 2012).

STAR har opgjort at 3.383 henholdsvis 9.561 forløb blev påbegyndt i 2012 og 2013 fra

dagpenge, mens der endnu ikke findes tilsvarende oplysninger for kontanthjælpsmodtagere

(www.jobindsats.dk). Tilsvarende viser en opgørelse over udgifterne til ordningen, at an-

vendelsen af ordningen er vokset kraftigt i 2013. Omkostningerne alene til den almindelige

jobrotationsordning er således skønnet til 924 mio. i 2013 (Deloitte 2013). Heraf er cirka

halvdelen til private arbejdsgivere og 75 % til ansættelse af ledige i stedet for elever og

lærlinge, hvortil udgifterne vokser særlig kraftigt lige inden lukning af denne del af ordnin-

gen per 1. juli 2013.

Der findes så vidt vides kun én dansk kvantitativ evaluering af jobrotation. Den er foretaget

i Region Nordjylland i 2012 af COWI (Beskæftigelsesregion Nord 2012). Studiet er foretaget

for alle, der afsluttede et jobrotationsforløb i regionen i 2010 og 2011, og inkluderer, så

vidt vi kan se, både personer, som er i jobrotation med løntilskud og med jobrotationsydel-

se. Der måles effekter på selvforsørgelsesstatus i uge 9 i 2012, dvs. fra 2 til 26 måneder

efter afsluttet forløb. Efter kontrol for en række karakteristika findes, at deltagelse i jobro-

tation øger beskæftigelsesgraden med 20 procentpoint. Der er dog grund til at have nogle

forbehold for dette resultat. Studiet anvender kun forløb, der er afsluttet og ser på selvfor-

sørgelsesstatus i en given uge, uanset forudgående ledighedsvarighed, og er derfor ikke

direkte sammenlignelig med indeværende studie.

I indeværende analyse medtages jobrotationsvikarer, der kommer fra dagpenge eller kon-

tanthjælp, hvis vikarforløb er påbegyndt i 2012, og hvor arbejdsgiveren modtager jobrota-

tionsydelse. Deltagerne følges til og med udgangen af 2013, dvs. op til to år efter påbe-

gyndt jobrotation. Der kan ikke skelnes mellem deltagere i den ordinære jobrotationsord-

ning og den særlige jobrotationsordning.

I næste afsnit beskrives analysedesignet, mens afsnit 2 indeholder beskrivende statistik for

de anvendte forløb og kontrolgruppen. Resultaterne findes i afsnit 3 og afsnit 4 konklude-

rer.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Analysedesign

Analyserne i dette notat tager udgangspunkt i alle personer, der påbegynder et jobrotati-

onsforløb i løbet af 2012. Disse er identificeret ved hjælp af data fra STAR vedrørende job-

rotationsforløb, der efterfølgende er koblet til DREAM-databasen.

Alle personer følges til og

med uge 52 i 2013.

1.1

Effektmål og analyser

Effekten af deltagelse i et jobrotationsforløb måles ved følgende effektmål:

•

Ugers ledighed indtil overgang til ustøttet beskæftigelse efter påbegyndt jobrotation

Gennemsnitlig månedlig ustøttet beskæftigelse efter påbegyndt jobrotation

Gennemsnitlig månedlig ustøttet lønindkomst efter påbegyndt jobrotation

Herved belyses, både hvor

hurtigt

den ledige kommer i beskæftigelse, samt kvaliteten af

beskæftigelse målt ved, i hvilket

omfang

den ledige finder beskæftigelse og til hvilken løn. I

førstnævnte analyse ses på overgangen til ustøttet beskæftigelse af varierende omfang,

henholdsvis 25, 50 og 75 % af en månedlig fuldtidsstilling.

For førstnævnte analyser foretages endvidere opdelt på vikarens uddannelsesniveau, tids-

punkt for jobrotationsstart, samt om jobrotationsforløbet foregår på en privat eller offentlig

virksomhed. Herudover opgøres det, i hvilket omfang deltagere i jobrotation fortsætter i

samme virksomhed, som de har været ansat i under jobrotationsforløbet.

1.1.1

Ustøttet beskæftigelse og indkomst

Da jobrotationsvikaren indtræder i virksomheden som beskæftiget med løn under forløbet,

er det nødvendigt at måle effekten af jobrotationsforløbet ved at rense beskæftigelse og

indkomst for perioder med støttet beskæftigelse. Ustøttet beskæftigelse og løn identificeres

ved beskæftigelse og indkomst fra E-indkomstregistret, hvorfra der sorteres måneder fra,

hvortil minimum én uge i DREAM står listet med enten løntilskud, fleksjob eller jobrota-

tionsforløb. På denne vis renses beskæftigelse og indkomst for perioder, hvor der udbetales

støtte til virksomheden.

1.2

Kontrolgrupper

Kontrolgruppen konstrueres i to trin. Først udtages en

potentiel

kontrolgruppe. Den består

af ledige der har påbegyndt ledighed på samme tid som deltagerne i jobrotation. Derfor

udtages som grundpopulation alle dagpenge- og kontanthjælpsforløb, der starter eller løber

Det bemærkes, at data for jobrotationsforløb er blevet valideret i løbet af 2013. Dels er selve registre-

ringen valideret, og dels er ordinær beskæftigelse renset for støttet beskæftigelse, herunder jobrotati-

on. Derfor har det ikke tidligere været muligt at benytte DREAM-data til analyse af effekten af jobrotati-

on på beskæftigelse.

I midten af 2012 indførtes et strengere genoptjeningskrav til fuld dagpengeret. Det kan derfor forven-

tes, at en person der i oktober måned 2012 opfylder genoptjeningskravet, er arbejdsmarkedsmæssigt

stærkere, end en person der i april måned 2012 opfylder genoptjeningskravet. Dette har imidlertid in-

gen indvirkning på resultaterne i denne rapport, da matching-proceduren sikrer, at hver enkelt deltager

bliver matchet med de fem potentielle kontrolgruppemedlemmer, der ligner deltageren på en lang ræk-

ke karakteristika, herunder tidspunkt for optjening af fuld dagpengeret i forhold til tidspunktet for på-

begyndelse af jobrotationsforløbet.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

ind i 2012. Da et jobrotationsforløb for dagpengemodtagere kan påbegyndes på et vilkårligt

tidspunkt i løbet af et givent ledighedsforløb følges de fra deres start på ledighedsforløbet.

Blandt de potentielle kontrolforløb findes den faktiske kontrolgruppe ved for hver deltager i

jobrotation at finde op til fem ledige i den potentielle kontrolgruppe, der dels har været

ledig i samme antal måneder som deltageren, og derudover ligner deltageren mest muligt

på en række karakteristika.

Det bærende argument er, at vi skal kunne kontrollere for alle

forhold, der påvirker om ledige ansættes som jobrotationsvikarer, og som også påvirker,

om de senere finder beskæftigelse. Da gruppen af ledige, der typisk kommer i jobrotation,

ikke indeholder de svageste ledige, kommer vi et langt stykke ved at anvende de nævnte

variabler, ikke mindst de meget detaljerede oplysninger om arbejdsmarkedshistorik. Kon-

trolgrupperne konstrueres ved hjælp af propensity score matching.

Der estimeres to typer af effekter: Effekten af deltagelse i jobrotation i forhold til

potentiel

senere

deltagelse i jobrotation samt effekter af jobrotation i forhold til

ingen

deltagelse i

jobrotation. Førstnævnte er relevant i forhold til beslutningen, om jobrotation skal anven-

des eller ej, mens sidstnævnte er relevant i forhold til beslutningen om jobrotation skal

anvendes eller ej på et givent tidspunkt. Det ventes dog ikke, at forskellen på de to effek-

ter er voldsom stor, da jobrotation stadig ikke er anvendt særligt hyppigt i det store bille-

de. Både udvælgelse af kontrolgrupper og metoder er beskrevet yderligere i appendiks.

De anvendte karakteristika er andelen af uger i hvert kvartal i de sidste to år inden påbegyndelse af

ledighed, hvor de ledige har været på dagpenge, kontanthjælp, anden offentlig ydelse samt månedlige

beskæftigelsesgrader fra 2009 til og med 2010, A-kassemedlemsskab, andelen af uger i aktivering fra

sidste optjente fuld dagpengeperiode, indtil måneden inden start på jobrotation, uddannelse, antal

børn, civilstand, oprindelsesland, alder, køn, samt indkomst i indkomstanalyserne.

Metoden, der giver os effekten i forhold til potentiel senere deltagelse, kalder vi traditionelle matching,

mens metoden der giver os estimater for effekten i forhold til ingen deltagelse kaldes dynamisk

matching, efter de forfattere, der har bidraget til metodens udvikling, Fredriksson & Johansson (2008).

Effekten af aktivering i forhold til ingen aktivering kan også estimeres ved hjælp af varighedsmodeller.

Så vidt vides er dette den første anvendelse på danske data af matching estimatoren foreslået Fredriks-

son & Johansson (2008).

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Beskrivende statistik

I 2012 påbegyndtes 3.097 nye jobrotationsforløb. Det er indledningsvist opgjort, hvilken

offentlig ydelse deltagerne kommer fra ved hjælp af oplysninger fra DREAM-databasen.

Dette viser, at langt størstedelen kommer fra dagpenge (2.290 svarende til 74 %) og der-

næst fra kontanthjælp (178 svarende til 6 %). Resten af de nye jobrotationsforløb starter i

forlængelse af andre ydelser eller direkte i forlængelse af selvforsørgelse eller beskæftigel-

se. Det er ikke muligt at finde tilpas sammenlignelige kontrolgrupper for de deltagere, der

fx starter et jobrotationsforløb direkte fra selvforsørgelse, hvorfor denne analyse udeluk-

kende medtager de forløb, der starter i forlængelse af enten et dagpenge- eller kontant-

hjælpsforløb.

Tabel 2.1 præsenterer deskriptiv statistik for deltagere i jobrotation og for alle potentielle

kontrolgruppemedlemmer. Det ses, at deltagere i jobrotation i gennemsnit er længere tid

ledige (81,7 vs. 68,4 uger) og ved starten af dagpengeforløbet har opbrugt mere af den

opsparede dagpengeret end personerne i den potentielle kontrolgruppe (24,6 vs. 12,3

uger). Tabel 2.1 viser endvidere, at størstedelen (72 %) af deltagerne i jobrotation er kvin-

der, samt at otte ud af ti jobrotationsforløb foregår på en offentlig arbejdsplads. Det ses

også, at de personer, der deltager i et jobrotationsforløb på en privat arbejdsplads, gen-

nemsnitligt har et vikariat, der varer 30 uger, mens vikariater på offentlige arbejdspladser

kun har en gennemsnitlig længde af 26 uger. Endeligt ses det, at mens 55 % af deltagerne

har en erhvervskompetencegivende uddannelse, gælder det kun 44 % i den potentielle

kontrolgruppe.

Tabel 2.1

Antal og gennemsnitlige varigheder i den potentielle kontrolgruppe og for deltagere

i jobrotation

Gns.

antal

uger af

dag-

penge

op-

brugt

Antal

Deltagere

Samlet

Privat jobtilskud

Offentlig jobtilskud

Ingen kompetencegivende

uddannelse

Kompetencegivende

uddannelse

Potentiel kontrolgruppe

Samlet

Ingen kompetencegivende

uddannelse

Kompetencegivende

uddannelse

197.774

453.424

255.650

1.359

2.468

739

1.729

1.109

Pro-

cent

Gns.

dag-

penge-

forløb

(uger)

Gns.

er-

hvervs

erfa-

ring

Gns.

jobro-

tations

forløb

(uger)

Gns.

alder

Andel

kvinder

100

81,7

84,5

80,5

84,4

79,4

24,6

24,9

24,4

21,5

27,1

13,6

14,3

13,4

11,2

15,8

27,2

30,2

26,0

28,3

26,4

39,0

38,9

39,0

37,2

40,5

100

68,4

76,9

57,4

12,3

9,3

16,2

10,7

7,3

15,4

36,5

33,7

40,3

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Tabel 2.2 nedenfor præsenterer beskrivende statistik på gruppen af ledige dagpenge- eller

kontanthjælpsmodtagere, der i løbet af 2012 påbegynder et jobrotationsforløb, fordelt

over, hvilken måned af deres ledighedsforløb de starter jobrotationsforløbet. Omkring 40 %

af jobrotationsforløbene påbegyndes i løbet af de første seks måneder af ledighedsforløbet,

mens mere end 70 % af forløbene påbegyndes i løbet af det første år. Personer, der optræ-

der i månedsopdelte kontrolgrupper, skal opfylde, at de er ledige i minimum det antal må-

neder, der er tale om, samt de skal opfylde at være ledige ind i eller hen over 2012. Disse

krav bevirker, at antallet i de månedsopdelte kontrolgrupper ikke kan overføres direkte til

antallet af personer i den rå potentielle kontrolgruppe.

Tabel 2.2

Deltagere i jobrotationsforløb samt de potentielle kontrolgrupper

Deltagere i jobrotation

Ingen kom-

petence

givende

uddannelse

Med kompe-

tence given-

de uddan-

nelse

Potentiel

kontrolgruppe

Måned

Første

Anden

Tredje

Fjerde

Femte

Sjette

Syvende

Ottende

Niende

Tiende

Elvte

Tolvte

Senere

205.790

162.427

158.373

132.260

119.062

97.144

86.072

88.215

58.683

60.039

45.735

53.640

93.522

Samlet

Privat

Offentlig

119

148

257

218

178

140

186

105

730

1.637

101

1.738

2.290

178

2.468

204

491

535

663

739

105

168

146

127

138

526

1.146

1.203

1.627

102

1.729

116

367

670

742

979

130

1.109

141

124

107

122

363

967

996

1.311

1.359

Heraf fra dagpenge (måned 1-12)

Heraf fra kontanthjælp (måned 1-12)

I alt (måned 1-12)

Heraf fra dagpenge (alle)

Heraf fra kontanthjælp (alle)

I alt (alle)

Ved konstruktion af kontrolgruppen skal det sikres, at der findes en god sammenlignings-

gruppe; dvs. at den ligner gruppen af deltagere på karakteristika, der forventes at have

betydning for deltagelse i jobrotation og for ledighedsforløbets udvikling. Dette viser sig at

være tilfældet, og her skal vi blot anføre, at der ikke er signifikante forskelle på observere-

de karakteristika mellem deltagere og matchede kontroller, inden deltagelsen i jobrotation

og for de fleste variabler er forskellen under 10 %.

En særlig god indikator for, om der er

matchet godt, er tidligere beskæftigelsesgrad. Hvis der er et konsistent mønster i dette,

kan det tænkes at gå igen i effektestimaterne. Figur 2.1 viser derfor, hvor godt deltagerne

matcher kontrollerne på tidligere beskæftigelsesgrad. Det ses, at de to grupper har stort

set identisk beskæftigelsesgrad henover 2009 og 2010, uagtet om der benyttes dynamisk

eller traditionel matching.

Tilsvarende haves heller ingen problemer med en anden teknisk betingelse for matching estimatoren;

”common support” antagelsen, jf. bilag 3. Detaljerede oversigter over forskelle mellem kontroller og

deltagere er grundet pladsforbrug udeladt fra rapporten, men kan indhentes efter ønske.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Figur 2.1

Sammenligning af beskæftigelsesgrad for deltagere i jobrotation og kontrolgruppe

inden deltagelse. Fra den dynamiske matching (venstre figur) og den traditionelle

matching (højre figur)

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Resultater

I dette afsnit præsenteres resultaterne. Der er tre overordnede grupper af resultater: Et sæt

af resultater for de tre forskellige effektmål: tid indtil ustøttet beskæftigelse, ustøttet beskæf-

tigelsesgrad samt ustøttet lønindkomst. For alle effektmål måles effekterne på forskellige

tidspunkter efter påbegyndt deltagelse og i op til 23 måneder efter. Udviklingen i effekter

over tid er interessant, fordi aktive foranstaltninger typisk virker dårligt i perioden lige efter

og under aktivering. Er effekten negativ lige efter aktivering, kaldes det en

fastholdelsesef-

fekt:

De ledige fastholdes i ledighed under aktivering. Effekterne efter endt aktivering kaldes

programeffekter,

og de skal således være af en hvis størrelse for at kunne opveje en eventu-

el fastholdelseseffekt. Summen af effekterne over tid kalder vi

nettoeffekten.

3.1

Effekter på tid til ustøttet beskæftigelse

Effekter af at deltage i jobrotationsforløb på tiden indtil overgang til beskæftigelse, måles

her ved at se på overlevelseskurver, dvs. andelen, der endnu ikke er overgået til beskæfti-

gelse, op til 23 måneder efter påbegyndt jobrotation. Overlevelseskurverne estimeres, så

der ”renses” for en potentiel senere deltagelse i jobrotation i kontrolgruppen.

Figur 3.1 til 3.3 viser hver to delfigurer, der til sammen afbilleder resultaterne for alle del-

tagere i jobrotation og deres kontrolgruppe. Venstre del af figurerne viser andelen af hen-

holdsvis deltagere i jobrotation (blå linje) og kontrolpersoner (rød linje), der for hver må-

ned efter påbegyndelse af jobrotation endnu ikke har fundet ustøttet beskæftigelse. Højre

del af figurerne viser den gennemsnitlige effekt af deltagelse i jobrotation på andelen, der

for hver måned fortsat er ledige, med tilhørende 95 % konfidensinterval. Figurerne viser

overgange til forskellige grader af ustøttet månedlig beskæftigelse; henholdsvis 25, 50 og

75 %.

Det ses, at overgangen til beskæftigelse foregår kontinuerligt blandt både deltagere i jobro-

tation og kontrolpersoner, uanset om der betinges på 25, 50 eller 75 % ustøttet beskæfti-

gelsesgrad, men at det i de første uger efter jobrotationsperiodens begyndelse foregår lidt

hurtigere for kontrolpersonerne. Forskellene mindskes dog, og efter 12 måneder falder

overlevelseskurven brat for deltagere i jobrotation over få uger.

Figur 3.1

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (25 %)

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfiden-

sinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Figur 3.2

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (50 %)

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfiden-

sinterval.

Figur 3.3

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (75 %)

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfiden-

sinterval.

Forskellen i overlevelseskurverne mellem ledige, der deltager i jobrotation, og ledige, der

ikke deltager i jobrotation, afbildes i figurerne til højre. Dette er de estimerede effekter af

jobrotation for deltagerne, i forhold til ingen deltagelse. De viser, at der i de første tre må-

neder efter påbegyndt jobrotation er cirka 10-15 procentpoint færre blandt deltagerne i

jobrotation, der finder beskæftigelse, end blandt ledige, der ikke deltager i jobrotation.

Dette tolkes sædvanligvis som, at jobrotation fastholder de ledige i ledighed, givetvist fordi

de bruger mindre tid på jobsøgning, end de ville have brugt uden deltagelse. Figurerne

viser endvidere, at fastholdelseseffekten er insignifikant efter fem måneder, og at effekten

bliver positiv cirka et år efter påbegyndelse af jobrotation, hvor andelen, der finder beskæf-

tigelse som nævnt øges brat, og hurtigt overstiger kontrolgruppens med omkring 10 pro-

centpoint. Denne programeffekt er signifikant og bevares perioden ud, dvs. at fra cirka 14

til 23 måneder efter påbegyndt jobrotation er der cirka lige mange i deltagergruppen som i

kontrolgruppen, der finder beskæftigelse. Effekten er stort set den samme, når der anven-

des beskæftigelsesdefinitioner med forskellig beskæftigelsesgrad.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Tabel 3.1

Oversigt over forventet antal måneder efter påbegyndelse af jobrotation indtil

overgang fra ledighed til beskæftigelse

Forventede antal måneder indtil overgang til beskæftigelse

Deltagere

Est.

s.d.

Est.

Kontrol

s.d.

Est.

Effekt

s.d.

p-værdi

Samlet

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

Privat jobrotation

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

Offentlig jobrotation

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

7,1

8,6

10,0

0,249

0,235

0,244

8,0

9,5

11,0

0,205

0,225

0,249

0,95

0,90

1,00

0,299

0,320

0,349

0,002

0,005

0,004

8,5

10,1

11,3

0,341

0,299

0,283

8,3

9,5

11,0

0,213

0,234

0,244

-0,22

-0,60

-0,25

0,384

0,392

0,397

0,560

0,128

0,522

7,5

9,0

10,4

0,196

0,217

0,186

8,3

9,6

11,1

0,148

0,153

0,157

0,83

0,53

0,71

0,272

0,283

0,256

0,002

0,060

0,005

Ingen kompetencegivende uddannelse

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

7,3

9,0

10,5

0,307

0,294

0,309

9,1

10,5

12,1

0,226

0,224

0,215

1,76

1,52

1,54

0,390

0,371

0,380

0,000

Kompetencegivende uddannelse

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

7,6

9,0

10,4

0,289

0,275

0,279

7,5

8,7

10,3

0,205

0,224

0,231

-0,16

-0,30

-0,07

0,328

0,341

0,361

0,626

0,375

0,851

Note: Estimaterne er det forventede antal måneder i løbet af de første 23 måneder efter påbegyndt jobrotation.

Estimerede effekter med fed tekst er signifikante på et 5 % signifikansniveau.

Bilagsfigur 4.1-4.12 i bilag 4 viser de tilsvarende figurer for delpopulationer opdelt på, om

jobrotation foregår på en privat eller offentlig virksomhed, samt om jobrotationsvikaren har

en erhvervskompetencegivende uddannelse eller ej (alle fire for de tre beskæftigelsesmål).

De viser, at de overordnede tendenser med en fastholdelsesperiode og en efterfølgende

programeffekt et år efter påbegyndt jobrotation er robust over for populationsopdelingerne,

men at det samtidig er personer, der deltager i offentlig jobrotation, samt personer uden

en kompetencegivende uddannelse, der driver de signifikante programeffekter.

For at kunne holde fastholdelseseffekterne op mod programeffekterne er alle effekterne

summeret over tid. Dette er nettoeffekten af at deltage (inden for 23 måneder), og når der

ses på andelen, der finder beskæftigelse bliver fortolkningen af nettoeffekten

forventet tid

indtil beskæftigelse.

Det kan dermed sammenlignes med resultater, der typisk præsenteres ved brug af varighedsmodeller,

se fx Det Økonomiske Råd (2012).

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Tabel 3.2

Oversigt over forventet antal måneder efter påbegyndelse af jobrotation indtil

overgang fra ledighed til beskæftigelse delt ud på tidspunkt i ledighedsforløbet for

påbegyndelse af jobrotation

Forventede antal måneder indtil overgang til beskæftigelse

Deltagere

Kontrol

Est.

s.d.

Est.

Effekt

s.d.

p-værdi

Tidspunkt i ledigheds-

forløb

Påbegyndt i 1.-3. måned

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

Påbegyndt i 4.-6. måned

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

Påbegyndt i 7.-9. måned

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

Påbegyndt i 10.-12. måned

> 25 % ustøttet besk.

> 50 % ustøttet besk.

> 75 % ustøttet besk.

Est.

s.d.

7,7

8,4

9,4

0,300

0,320

0,298

8,2

9,2

10,4

0,283

0,285

0,265

0,47

0,77

1,06

0,381

0,412

0,377

0,212

0,063

0,005

6,7

8,3

9,5

0,289

0,275

0,279

7,8

9,0

10,4

0,261

0,259

0,245

1,13

0,69

0,90

0,400

0,381

0,383

0,005

0,070

0,018

7,4

9,2

10,6

0,361

0,354

0,360

7,4

8,6

10,2

0,232

0,256

0,280

-0,04

-0,53

-0,37

0,424

0,412

0,419

0,919

0,199

0,380

7,2

9,0

10,6

0,500

0,498

0,476

8,0

9,2

10,7

0,405

0,389

0,384

0,77

0,20

0,15

0,677

0,660

0,648

0,258

0,763

0,814

Note: For de fire delgrupper er det forventede antal måneder i ledighedsforløbet i løbet af de første 21 måneder

efter påbegyndt jobrotation. Dette skyldes et datahensyn.

Estimerede effekter med fed tekst er signifikante på et 5 % signifikansniveau.

Tabel 3.1 indeholder estimaterne for den forventede tid, det tager en person, der deltager i

jobrotation, at overgå til ustøttet beskæftigelse af henholdsvis 25, 50 og 75 % omfang,

samt hvor længe den gennemsnitlige jobrotationsdeltager ville være om at finde ustøttet

beskæftigelse, hvis han eller hun ikke havde deltaget i jobrotationsforløbet. Det ses, at

jobrotationsdeltagerne i gennemsnit finder ustøttet beskæftigelse af minimum 25 % om-

fang 0,8 måneder hurtigere som følge af jobrotationsforløbet, end hvis han eller hun ikke

havde deltaget. Ligeledes ses det, at der i gennemsnit går 10,4 måneder, inden deltagerne

finder ustøttet beskæftigelse af et omfang på 75 % af en månedlig fuldtidsstilling, mens det

ville vare 11,1 måned, hvis de ikke havde deltaget i jobrotationsforløbet, hvilket giver en

effekt på 0,7 måned.

Ydermere viser Tabel 3.1, at effekterne er særligt store for jobrotationsforløb, der er fore-

gået på en offentlig arbejdsplads samt for personer uden erhvervskompetencegivende ud-

dannelse. For sidstnævnte gruppe ses effekter på mere end halvanden måned. Omvendt

ses, at effekterne er insignifikante for jobrotationsforløb på private virksomheder og for

personer med en erhvervskompetencegivende uddannelse. Ses nærmere på figurerne i

bilag D, ses, at de mindre effekter på private arbejdspladser drives af en større fastholdel-

seseffekt, mens programeffekterne er af nogenlunde samme størrelsesorden som på offent-

lige arbejdspladser. Det indikerer, at den mindre effekt på private arbejdspladser ikke fore-

kommer, fordi jobrotation ikke virker på private arbejdspladser (i den forstand at program-

effekterne ikke er positive), men fordi private arbejdsgivere holder på vikarerne i længere

tid ved at efteruddanne flere eller længere. Derimod ser både fastholdelseseffekter ud til at

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

være mindre

programeffekter større for dem uden erhvervskompetencegivende uddan-

nelse i forhold til dem med erhvervskompetencegivende uddannelse.

Tabel 3.2 viser resultater ved opdeling af tidspunktet i ledighedsforløbet (dvs. det givne

forløb, ikke at forveksle med dagpengeancienniteten) for påbegyndelse af jobrotation. Det

ses, at de positive effekter delvist drives af dem, der påbegynder forløbet i de første tre

måneder af ledighedsforløbet, men især drives af dem, der påbegynder jobrotationsforløbet

i løbet af fjerde til sjette måned af ledighedsforløbet.

Tabel 3.3

Andel af jobrotationsvikarerne ansat i samme virksomhed efter endt forløb

Antal måneder efter overgang til beskæftigelse

Samlet

Privat jobrotation

Offentlig jobrotation

Ingen kompetencegivende uddannelse

Kompetencegivende uddannelse

70 %

48 %

79 %

70 %

51 %

33 %

59 %

51 %

52 %

48 %

29 %

56 %

49 %

48 %

45 %

28 %

52 %

47 %

44 %

43 %

29 %

48 %

42 %

43 %

Note: Andele er beregnet uden højrecensurerede forløb.

Afslutningsvis ses på, hvor mange af jobrotationsvikarerne der er ansat efter jobrotations-

forløbet på den samme arbejdsplads, hvor de var vikar. Tabel 3.3 viser, at det i gennemsnit

er 70 % af alle de vikarer, der finder ustøttet beskæftigelse ansat på samme arbejdsplads,

hvor vikariatet fandt sted i første måned efter de fandt beskæftigelse. Andelen falder en del

i de første to måneder herefter, men er stadig 43 % et år efter overgang til beskæftigelse.

Opdeling på sektor og uddannelse viser, at vikarerne i langt højere grad ansættes på sam-

me arbejdsplads efter vikariat på offentlige arbejdspladser, mens der ikke er forskel på

denne andel for vikarer med og uden uddannelse.

3.2

Effekter på lønindkomst og beskæftigelse efter deltagelse

i jobrotation

I dette afsnit belyses, om de overordnede gunstige resultater, der ses for tiden indtil ustøt-

tet beskæftigelse, holder, når der måles andre udfald. Det gøres ved at måle effekten på

ustøttet beskæftigelsesgrad og på ustøttet lønindkomst.

Venstre del af figur 3.4 viser den gennemsnitlige beskæftigelsesgrad for deltagerne og kon-

trolgruppen. Forskellen mellem disse er vist som de grønne figurer med konfidensinterval-

ler. Højre del viser tilsvarende for lønindkomsten. Som ovenfor ses et initialt efterslæb for

deltagerne, som hentes cirka et år efter påbegyndt jobrotation. Beskæftigelsesgraden sta-

biliserer sig på lige omkring 55 % i gennemsnit for deltagerne. Tilsvarende stabiliserer

gennemsnitslønnen sig for deltagerne på 13-14.000 kr. om måneden (inklusiv de som ikke

finder job). Ses på effekternes udvikling over tid, ses dog, at fastholdelseseffekten er mere

længerevarende, end det var tilfældet i sidste afsnit, idet den er signifikant helt frem til 11

måneder efter påbegyndt jobrotation. Beskæftigelsesgraden er cirka 15 procentpoint lavere

tre måneder efter påbegyndt jobrotation, og lønindkomsten cirka 3.000 kr. lavere. 13 må-

neder efter påbegyndt jobrotation er beskæftigelsesgraden omtrent 10 procentpoint højere

for deltagerne end i kontrolgruppen, mens lønindkomsten er cirka 2.500 kr. højere. Der er

en tendens til svagt faldende effekter mod slutningen af perioden, men faldet er ikke signi-

fikant. Med undtagelse af sidste periode, som er meget usikkert bestemt pga. få observati-

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

oner, er effekterne dog alle positive. På grund af de lidt større fastholdelseseffekter og den

faldende programeffekt er nettoeffekten negativ, men insignifikant. Nettoeffekten ses i

tabel 3.4 at være 0,15 måned lavere beskæftigelsesgrad og 1.344 kr. lavere lønindkomst,

kumuleret over 23 måneder.

Tabel 3.4

Nettoeffekter på lønindkomst og beskæftigelse efter deltagelse i jobrotation

Beskæftigelse

Deltagere

Samlet

Sum af måned 1-23

Standardafvigelse

Privat jobrotation

Sum af måned 1-23

Standardafvigelse

Offentlig jobrotation

Sum af måned 1-23

Standardafvigelse

8,4

(0,191)

8,6

(0,142)

-0,16

(0,248)

209.430

(4.787)

208.400

(3.597)

1.030

(6.333)

8,0

(0,265)

8,2

(0,205)

-0,21

(0,368)

206.661

(7.177)

203.659

(5.066)

3.002

(9.009)

8,3

(0,156)

8,4

(0,125)

-0,15

(0,206)

209.068

(3.883)

210.412

(3.432)

-1.344

(5.373)

Kontrol

Netto-

effekt

Deltagere

Indkomst

Kontrol

Netto-

effekt

Personer uden kompetencegivende uddannelse

Sum af måned 1-23

Standardafvigelse

8,3

(0,230)

7,7

(0,205)

0,62

(0,323)

201.868

(6.046)

179.457

(5.190)

22.410

(7.842)

Personer med kompetencegivende uddannelse

Sum af måned 1-23

Standardafvigelse

8,3

(0,236)

8,8

(0,177)

-0,52

(0,305)

214.434

(5.933)

227.717

(5.305)

-13.283

(7.865)

Note: Standardafvigelser i parenteser er beregnet ved bootstrap med 50 repetitioner.

Estimerede effekter med fed tekst er signifikante på et 5 % signifikansniveau, mens de i kursiv er signifikant

på 10 % signifikansniveau.

Tilsvarende figurer opdelt på uddannelse og sektor findes i bilag E. De viser, at det også

med disse effekter i særlig grad er ledige uden erhvervskompetencegivende uddannelse,

der har en stor gevinst af at deltage i jobrotation. Derimod er der ikke med disse mål de

store forskelle på jobrotation i det offentlige og det private. For begge opdelinger er netto-

effekterne på beskæftigelsesgraden negativ, mens effekterne på lønindkomsten er positive,

men alle er små og insignifikante. Det er kun, når der opdeles på uddannelse, at nettoef-

fekterne på gennemsnitlig beskæftigelsesgrad og lønindkomst er af væsentlig størrelse:

Over 23 måneder er den kumulerede gennemsnitlige beskæftigelsesgrad øget med 0,62

fuldtidsmånedsværk for ledige uden erhvervskompetencegivende uddannelse, mens den er

faldet med 0,52 månedsværk for ledige med en erhvervskompetencegivende uddannelse.

De 0,62 månedsværk svarer til, at beskæftigelsesgraden gennemsnitligt er øget med 8 %

over de 23 måneder. Begge er dog kun signifikante på 10 % niveau. På lønsiden er ind-

komsten gennemsnitligt mindsket med omkring 13.000 kr., for ledige med erhvervskompe-

tencegivende uddannelse (signifikant på 10 % niveau), mens den er øget signifikant med

omkring 22.000 kr. for ledige uden en erhvervskompetencegivende uddannelse (signifikant

på 5 % niveau). Sidstnævnte svarer til, at lønindkomst gennemsnitligt er øget med 12,5 %

over de 23 måneder.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Figur 3.4

Effekter på beskæftigelse (venstre figur) og lønindkomst (højre figur) for den

samlede population

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Konklusion

Denne rapport har belyst beskæftigelses- og løneffekter af at deltage i jobrotation. Der er

anvendt data for deltagere i 2012, og de er fulgt i op til 23 måneder efter påbegyndt jobro-

tation. Vi finder, at deltagelse i jobrotation bevirker, at ledige kommer 2-3 uger hurtigere i

ustøttet beskæftigelse. Dette på trods af, at jobrotation har en betydelig fastholdelsesef-

fekt. Da det ikke ser ud til, at effekten forsvinder efter 23 måneder, er det endvidere mu-

ligt, at effekterne er større, hvis de ledige blev fulgt over et længere tidsrum. Effekten er

drevet af ledige i jobrotation på offentlige arbejdspladser og af ledige uden en erhvervs-

kompetencegivende uddannelse. Den manglende effekt på private arbejdspladser ser ud til

at kunne forklares ved en større fastholdelseseffekt, dvs. ved brug af længere eller mere

efteruddannelse, mens den manglende effekt for ledige med en erhvervskompetencegiven-

de uddannelse i lige så høj grad forklares af en mindre effekt efter endt jobrotation. Den

større fastholdelse i private virksomheder kan afstedkommes af, at private virksomheder i

langt højere grad anvendte elever og lærlinge i den betragtede periode, end det er tilfældet

på offentlige arbejdspladser. Såfremt elever erstatter hinanden i stedet for at ansættes

ordinært, forklarer det også den mindre programeffekt på private virksomheder (fordi pri-

vate brugte elever og lærlinge oftere i jobrotationsforløb end i det offentlige, COWI 2013).

Da ordningen er afskaffet kan resultaterne for private derfor i mindre grad overføres til

gældende forhold i dag.

Den hurtigere overgang til beskæftigelse ser i nogen grad ud til at være af forholdsvis kort-

varig karakter, idet der ikke ses positive effekter samlet set over de 23 måneder, når der

ses på beskæftigelsesgrad og lønindkomst. Når der måles på disse udfald, er det kun for

ledige uden en erhvervskompetencegivende uddannelse, at der er markante positive effek-

ter. For disse ledige øges beskæftigelsen med 0,6 månedsværk over 23 måneder og ind-

komsten med 22.000 kr. Det svarer til en forøgelse af beskæftigelsesgrad og løn med hen-

holdsvis 8 og 12 % over de 23 måneder. For ledige med en erhvervskompetencegivende

uddannelse er effekterne negative, svarende til en reduktion af beskæftigelse og indkomst

med cirka 6 % over de 23 måneder.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilag 1

Databeskrivelse

Denne rapport benytter sig af tre datakilder:

a) DREAM-registret tilføjet oplysninger omkring jobrotationsforløb

b) E-indkomstregistret

c) IDA-databasen

I dette afsnit gennemgås informationen fra hvert register, dataudvælgelsen belyses, og der

præsenteres beskrivende statistik på analysedatasættet.

DREAM-registret

DREAM-registret indeholder oplysninger om alle danskere på ugeniveau, der i en given uge

har offentlige overførsler. Fra dette register identificeres ledighedsforløb, der dækker peri-

oden for potentielle jobrotationsforløb benyttet i denne analyse.

Registeret indeholder oplysninger for individuelle overførsler på ugebasis fra 1991 og opda-

teres løbende, således at det på tidspunktet for denne analyse er muligt at følge populatio-

nen indtil uge 52, 2013.

For at tage højde for selv-betalt ferie, fejloplysninger osv. under ledighed, betegnes et le-

dighedsforløb først som ophørt, hvis der er fire sammenhængende uger uden dagpengeud-

betalinger eller kontanthjælp. Det vil sige, hvis en person fx indtræder i ledighed i uge 1,

2012, og modtager dagpenge i fire uger, hvorefter han overgår til selvforsørgelse eller an-

den offentlig forsørgelse end dagpenge i uge 5, 6 og 7, men igen modtager dagpenge i uge

8 og frem, da overskrives hele forløbet til ét langt dagpengeforløb, og tilsvarende for kon-

tanthjælpsforløb. Der kan argumenteres for en sådan overskrivning af mindst to grunde:

Dels elimineres eventuelle fejlregistreringer i enkeltuger, og dels fjernes kortvarig selvfor-

sørgelse, der kan være af midlertidig karakter, eller hvor den ledige reelt ikke behandles

som havet værende påbegyndt et nyt ledighedsforløb. Disse overskrivninger gælder for alle

fire beskæftigelsesdefinitioner. Dette er normal praksis i studier baseret på DREAM-

oplysninger.

Beskæftigelsesforløb identificeres delvist ved DREAM, ved E-indkomst og ved en special-

konstrueret ustøttet beskæftigelsesgrad, der for hver måned beskriver, hvor stor en andel

af en fuldtidsækvivalent den pågældende person har været beskæftiget, leveret af STAR. E-

indkomst indeholder oplysninger om beskæftigelse for individuelle lønmodtagere på måned-

lig basis fra 2008.

Supplerende individoplysninger

DREAM-databasen indeholder individspecifikke oplysninger om køn, alder, etnicitet, dvs.

om personen er af dansk oprindelse, efterkommer eller indvandrer, a-kassemedlemsskab,

og det suppleres med oplysninger om højeste fuldførte ordinære uddannelse, civilstatus og

antal hjemmeboende børn fra registre fra Danmarks Statistik.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Udfaldsmål

For at opgøre effekter af deltagelse i et jobrotationsforløb bedst muligt, opgøres de ved

forskellige udfaldsmål. Overordnet er der to typer udfald; (1) tid indtil overgang til ustøttet

beskæftigelse, og (2) ustøttet beskæftigelseskvalitet efter jobrotation. De to overordnede

udfald deles herefter yderligere op, således at (1) måles som tiden indtil overgang til varie-

rende beskæftigelsesomfang, målt som minimum 25, 50 og 75 % af en månedlig fuldtids-

stilling. Ligeledes måles (2) ved månedlig ustøttede beskæftigelsesgrader og indkomst efter

deltagelse i jobrotation.

Ud over udfaldsmålene (1) og (2) bestemmes også, i hvor høj grad deltagerne i jobrotation

overgår til beskæftigelse i den samme virksomhed, som personen deltog i jobrotation hos.

Effekter beregnes for overgangen fra ledighed (dagpenge eller kontanthjælp) til beskæfti-

gelse, hvor overgangen defineres ud fra DREAM-databasens oplysninger om starttidspunkt

for ledighedsforløbet (inklusive starttidspunktet for jobrotationsforløbet). Da E-indkomst og

beskæftigelsesgraderne er månedsbaseret, vil der være tilfælde, hvor beskæftigelsen hen-

føres til ugerne før første ledighedsuge, men inden for samme måned. For at sikre, vi først

tæller beskæftigelsen efter ledighedsperioden reelt er afsluttet, registreres det for hver

uge, om der forefindes beskæftigelse fem uger efter den pågældende uge, og dermed i den

følgende kalendermåned. Dette sikrer, dels at beskæftigelsen ikke reelt henføres til perio-

den op til ledighed, dels at der ikke er tale om meget kortvarig beskæftigelse, og dels at

eventuelle efterslæb i registreringen af beskæftigelse fanges.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilag 2

Metode

Estimation af effekterne af aktivering skal håndtere en række selektionsproblemer. For det

første adresseres det klassiske selektionsproblem, at det formentligt ikke er tilfældigt,

hvem der deltager i jobrotation. Et andet selektionsproblem opstår grundet den dynamiske

karakter, som aktivering af ledige har (se fx Sianesi 2004, Fredriksson & Johansson 2008,

Crepon et al. 2010). Ledige, der ikke aktiveres i et givet program på et givet tidspunkt, vil,

såfremt de ikke bliver selvforsørgende eller erklæret ikke-arbejdsmarkedsparate, ofte akti-

veres på et senere tidspunkt. Det medfører først og fremmest, at der skal tages højde for

tidspunktet for aktivering.

Dynamisk matching

For at løse det dynamiske selektionsproblem anvendes dynamisk matching (Fredriksson &

Johansson 2008, Crepon et al. 2010). Gruppen af deltagere i jobrotationsforløb opdeles i 12

delgrupper, baseret på måneden i ledighedsforløbet, hvor jobrotationsforløbet påbegyndes.

Personer, der påbegynder jobrotation efter mere end et års ledighed, udelades af analysen,

fordi det er vanskeligt at finde kontrolpersoner for disse. Inddeling på månedsbasis foreta-

ges for at tage højde for, at det ikke er tilfældigt, hvilke typer personer der starter et job-

rotationsforløb tidligt eller senere i ledighedsforløbet, og fordi netop tid tilbragt i ledighed

har afgørende betydning for afgangen til beskæftigelse. Dvs. vi skelner ikke alene imellem,

om en person deltager i et jobrotationsforløb eller ej, men også om hvor langt inde i ledig-

hedsforløbet jobrotationen påbegyndes.

For hver af disse 12 delgrupper dannes en

potentiel

kontrolgruppe. For jobrotationsvikarer,

der påbegynder jobrotation efter et givent antal måneder, udgøres den potentielle kontrol-

gruppe af alle dagpengemodtagere med minimum samme ledighedsanciennitet (i måneder),

og som ikke i den givne måned deltager i et jobrotationsforløb eller anden aktivering. Den

faktiske

kontrolgruppe findes blandt de potentielle ved hjælp af statistiske metoder, der

sikrer, at deltagere i jobrotation ligner ikke-deltagere på en lang række karakteristika (se

afsnit 2). Både jobrotationsvikarer og kontrolgruppen følges over tid, indtil de overgår til

beskæftigelse, eller til dataperioden slutter (i denne udgave, uge 52, 2013). Således kan

det afgøres, om jobrotationsvikarer kommer hurtigere i beskæftigelse, end de ledige, der

ikke deltager i jobrotation. Der renses for senere deltagelse i jobrotation ved at højrecensu-

rere forløb i de potentielle kontrolgrupper, der senere påbegynder jobrotation. Dette er

baseret på en antagelse om, at censurering er tilfældig givet de observerede karakteristika.

Denne antagelse anvendes ikke i traditionel matching, og derfor hviler den dynamiske

matching-estimator på strengere antagelser.

Valget af matching-algoritme foretages typisk på baggrund af et trade-off mellem bias og

varians. Da gruppen af jobrotationsdeltagere er lille, kan en stor varians være et problem.

Derfor vælges i udgangspunktet 5 nearest neighbour propensity score matching med cali-

per 0,01. For at undersøge robustheden, estimeres modellen yderligere ved at ændre på

modellens parametre (antal neighbours og caliper). Med valgt matching-algoritme kan be-

regnes overlevelseskurver for deltagergruppen og kontrolgruppen i hver af de 12 inddelin-

ger. For at måle effekten af jobrotation i forhold til ingen jobrotation censureres alle ledig-

hedsforløb i kontrolgruppen, hvis der påbegyndes et jobrotationsforløb. Effekten af jobrota-

tion findes nu ved at tage ugespecifikke gennemsnit af disse estimerede overlevelseskur-

ver.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Traditionel matching

I modsætning til den dynamiske matching, hvor analysen udelader personer, der påbegyn-

der jobrotation senere end det første år af ledighedsforløbet, medtager den traditionelle

matching alle personer, der i løbet af 2012 påbegynder et jobrotationsforløb under et dag-

penge- eller kontanthjælpsforløb. Endvidere højrecensureres forløb ikke ved senere delta-

gelse i aktivering. For at finde kontrolpersoner, der bedst muligt ligner deltagerne, sikres

det, at hver deltager i videst mulige omfang matches med kontrolpersoner, der har ledig-

hedsforløb af minimum samme længde som den tid deltageren har været ledig inden påbe-

gyndelse af jobrotationsforløbet.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilag 3

Bilagstabel 3.1

Common support

Grundmængde

205,790

119

205,909

162,427

148

162,575

158,373

257

158,630

132,260

218

132,478

119,062

178

119,240

97,144

140

97,284

86,072

140

86,212

88,215

186

88,401

58,683

105

58,788

60,039

60,130

45,735

45,823

53,640

53,708

Grundmængde

442,737

2,466

445,203

Uden for support

Inden for support

205,790

119

205,909

162,427

148

162,575

158,373

257

158,630

132,260

218

132,478

119,062

178

119,240

97,144

140

97,284

86,072

140

86,212

88,215

186

88,401

58,683

105

58,788

60,039

60,130

45,735

45,823

53,640

53,708

Inden for support

442,737

2,466

445,203

Dynamisk matching

1 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

2 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

3 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

4 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

5 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

6 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

7 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

8 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

9 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

10 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

11 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

12 måned

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

Traditionel matching

Potentiel kontrolgruppe

Deltagere

Samlet

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilag 4

Bilagsfigur 4.1

Effekter på andel i beskæftigelse

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (25 %), privat jobtræning

Opdeling på privat/offentlig jobtræning samt uddannelsesniveau

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

Bilagsfigur 4.2

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (50 %), privat jobtræning

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilagsfigur 4.3

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (75 %), privat jobtræning

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

Bilagsfigur 4.4

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (25 %), offentlig jobtræning

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

Bilagsfigur 4.5

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (50 %), offentlig jobtræning

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilagsfigur 4.6

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (75 %), offentlig jobtræning

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

Bilagsfigur 4.7

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilagsfigur 4.8

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (50 %), personer uden en kom-

petencegivende uddannelse

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

Bilagsfigur 4.9

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (75 %), personer uden en kom-

petencegivende uddannelse

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilagsfigur 4.10

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (25 %), personer med en kom-

petencegivende uddannelse

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

Bilagsfigur 4.11

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (50 %), personer med en kom-

petencegivende uddannelse

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilagsfigur 4.12

Overlevelseskurver for overgangen til beskæftigelse (75 %), personer med en kom-

petencegivende uddannelse

Note: Estimerede overlevelseskurver (venstre) samt deres forskel (højre). Det stiplede område er 95 % konfidensinterval.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilag 5

Effekter på ustøttet beskæftigelsesgrad

og lønindkomst

Effekter på beskæftigelse (venstre figur) og lønindkomst (højre figur) for deltagere i

privat jobrotation

Opdeling på privat/offentlig jobtræning samt uddannelsesniveau

Bilagsfigur 5.1

Bilagsfigur 5.2

Effekter på beskæftigelse (venstre figur) og lønindkomst (højre figur) for deltagere i

offentlig jobrotation

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Bilagsfigur 5.3

Effekter på beskæftigelse (venstre figur) og lønindkomst (højre figur) for personer

uden en kompetencegivende uddannelse

Bilagsfigur 5.4

Effekter på beskæftigelse (venstre figur) og lønindkomst (højre figur) for personer

med en kompetencegivende uddannelse

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files

Litteratur

Beskæftigelsesregion Nord (2012).

Analyse af jobrotation i Nordjylland.

[Kgs. Lyngby]:

COWI.

Beskæftigelsesudvalget (2012).

Beskæftigelsesudvalget 2011-12 BEU alm. del, endeligt

svar på spørgsmål 424.

København: Beskæftigelsesministeriet.

Crepon, M.; M. Ferracci, G. Jolivet & G. van den Berg (2010). Active Labor Market Policy

Effects in a Dynamic Setting.

Journal of European Economics Association,

7(2-3):595-605.

Deloitte (2013). Jobrotation.

Undersøgelse aktivitets- og udgiftsudviklingen for den ordinæ-

re jobrotationsordning

(Notat udarbejdet af Morten Ry og Allan Kirk). [U.st.]: Deloitte.

Det Økonomiske Råd (2012).

Dansk Økonomi. Efterår 2012.

København: Det Økonomiske

Råd.

Fredriksson, P. & P. Johansson (2008). Dynamic Treatment Assignment – The Consequenc-

es for Evaluations using Observational Data.

Journal of Business and Economic Statistics,

26(4):435-445.

Beskæftigelsesregionerne (2011).

Håndbog i jobrotation.

Udarbejdet af mPloy. København:

Arbejdsmarkedsstyrelsen.

Imbens, G. W. (2004). Nonparametric Estimation of Average Treatment Effects under Ex-

ogeneity: A Review.

The Review of Economics and Statistics,

86(1):4-29.

LAB (2013). Lov om aktiv beskæftigelsespolitik. LBK nr 415 af 24/04/2013. København:

Beskæftigelsesministeriet.

Rosenbaum, P. & D. Rubin (1983). The Central Role of the Propensity Score in Observa-

tional Studies for Causal Effects.

Biometrika,

70(1):41-55.

Sianesi, B. (2004). An Evaluation of the Swedish System of Active Labor Market Programs

in the 1990s.

Review of Economics and Statistics,

86(1):133-155.

PDF to HTML - Convert PDF files to HTML files