BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Beskæftigelsesudvalget 2016-17
BEU Alm.del
Offentligt

30. April 2015

Effekten af nytteindsatsen for unge i kontanthjælps-

systemet

Indledning

I forbindelse med kontanthjælpsreformen fra 2013 fik jobcentrene fra 1. januar

2014 pligt til, at lade de stærkeste kontant- og uddannelseshjælpsmodtagere arbejde

for deres ydelse i form af blandt andet i en nytteindsats. Nytteindsatsen foregår på

en offentlig arbejdsplads og består overordnet set af at udføre samfundsnyttige

opgaver.

Intentionen med nytteindsatsen er, at kontant- og uddannelseshjælpsmodtagerne

skal arbejde for deres ydelse. Det adskiller sig overordnet fra den øvrige aktive-

ringsindsats ved, at fokus i den øvrige indsats er forbedringer af den lediges kvali-

fikationer. Derfor er nytteindsatsen også primært rettet mod de mest ressourcestær-

ke ledige, der ikke har andre problemer end ledighed.

I aftalen om kontanthjælpsreformen var der enighed om, at anvendelsen af nytte-

indsatsen løbende skal evalueres, hvilket denne analyse bidrager til. Formålet med

denne analyse er således, at undersøge om deltagelse i nytteindsatsen medvirker til,

at kontant- og uddannelseshjælpsmodtagerne hurtigere kommer i job eller uddan-

nelse.

Nytteindsatsen kan også tilbydes til ledige, der modtager arbejdsmarkedsydelse.

Den gruppe er dog ikke omfattet af denne analyse.

Sammenfatning

Analysen viser, at nytteindsatsen har den ønskede effekt for de unge, der modtager

uddannelseshjælp, og som er åbenlyst uddannelsesparate. Deltagelse i nytteindsat-

sen betyder således for den gruppe unge, at de hurtigere kommer i job eller uddan-

nelse.

Konkret sker der mere end en fordobling af afgangsraten fra uddannelseshjælp

under deltagelse i nytteindsats, da raten ændres med 136 pct.,

jf. tabel 1.

Det bety-

der, at deltagelse i nytteindsats ikke fastholder de unge i ledighed, men i stedet

tilskynder dem til at finde job og uddannelse.

Også efter afslutning på nytteforløbet findes en positiv effekt, idet der ligeledes

sker mere end en af fordobling job- eller uddannelseschancerne i en længere perio-

de herefter. Afgangsraten ændres således med 168 pct. Denne positive effekt efter

afslutning formodes enten at stamme fra, at udsigten til måske at skulle i nytteind-

sats igen øger job og uddannelsesafgangene, eller at nytteindsatsen rent faktisk har

givet kompetencer fx i form af at stå op om morgenen.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Effekt efter en afsluttet nytteindsats tager udgangspunkt i en formodning om, at

deltagelsen kan påvirke afgangsraten for den unge i op til 20 uger derefter.

En udvidelse af analysen, hvor effekten kan variere over tid efter afslutning viser,

at effekten er størst i de første 4 uger efter deltagelsen er afsluttet, hvor afgangsra-

ten tredobles. Derefter aftager virkningen til en fordobling mellem 5 og 8 uger efter

afsluttet deltagelse. Når der er gået mere end 9 uger efter afsluttet deltagelse er

afgangsraten fortsat fordoblet, og det ses uanset om effekten tillades at vare op til

20 uger, op til 30 uger eller frem til afslutning af ledighedsforløbet.

Tabel 1. Effekt af nytteindsats angivet ved procentvis ændring i afgangsrate – åbenlyst uddannel-

sesparate uddannelseshjælpsmodtagere

Deltagelse i

Effekt efter deltagelse i nytteindsats

nytteindsats

0- 20

0-4

5-8

9-20

9-30 9 uger

uger

eller

mere

Procentvisændring af afgangsrate

Effekt af nytteindsats

Tidsvarierende effekt efter

afsluttet nytteindsats:

Effekt i op til 20 uger efter af-

sluttet forløb

Effekt i op til 30 efter afsluttet

forløb

Effekt til afslutning af ledigheds-

forløbet

137**

156**

154**

193**

218**

216**

110*

130*

128*

135*

139*

134*

136 **

168**

Note: * og ** angiver, at estimater er signifikante på hhv. 5 pct. og 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets på baggrund af DREAM.

Tilsvarende viser resultaterne for deltagelse i anden aktivering, at effekten i højere

grad er persistent, hvilket formentlig skyldes, at det i højere grad er opkvalificeren-

de. Således er afgangsraten øges med 186 pct. 0-4 uger efter aktiveringsforløbet er

afsluttet. Effekten af det afsluttede aktiveringsforløb firefordobler afgangsraten i 5-

8 uge efter afslutning, og er derefter aftagende,

jf. tabel 2.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Tabel 2. Effekt af anden aktivering angivet ved procentvis ændring i afgangsrate – åbenlyst ud-

dannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere

Deltagelse i

Effekt efter deltagelse i anden

anden

aktivering

0- 20

0-4

5-8

9-20

9-30

9 uger

uger

eller

mere

Procentvisændring af afgangsrate

Effekt af anden aktivering

Tidsvarierende effekt efter

afsluttet anden aktivering:

Effekt i op til 20 uger efter

afsluttet forløb

Effekt i op til 30 efter afsluttet

forløb

Effekt til afslutning af ledig-

hedsforløbet

113**

132**

131**

186**

210**

208**

278**

312**

310**

176**

216**

211**

114**

203**

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets på baggrund af DREAM.

Analysen er baseret på knap 8.900 unge, der er startet på uddannelseshjælp i de

første tre kvartaler af 2014, og som er vurderet åbenlyst uddannelsesparate. Blandt

denne gruppe var knap 1.500 unge omfattet af nytteindsatsen.

Når de unge startede i nytteindsats, varede forløbene i gennemsnit 2 uger. Den

korte varighed skyldes blandt andet, at rigtig mange finder job eller uddannelse,

mens de er i gang med en nytteindsats. For den gruppe, der ikke finder job eller

uddannelse inden forløbet med nytteindsats er afsluttet, varer deltagelsen i gen-

nemsnit i knap 6 uger.

Effekterne af nytteindsatsen er desuden undersøgt for gruppen af unge mænd og

gruppen af unge kvinder. For gruppen af unge mænd øges afgangen fra kontant-

hjælpssystemet med 156 pct., mens de deltager i nytteindsats, sammenlignet med

de unge mænd, som ikke deltager,

jf. tabel 3.

Efter afsluttet nytteforløb er afgangs-

raten efterfølgende øget med 228 pct. De unge kvinder kommer også hurtigere i

beskæftigelse eller uddannelse, som følge af nytteindsats. Afgangsraten øges såle-

des med 134 pct. under deltagelse, og efterfølgende øges den med 118 pct.

Tabel 3. Effekt af nytteindsats for mænd og kvinder – åbenlyst uddannelsesparate uddannelses-

hjælpsmodtagere

Unge mænd

Unge kvinder

Unge generelt

Procentvis ændring af afgangsraten

Deltagelse i nytteindsats

156**

134**

136**

Afsluttet deltagelse i nytteindsats

228**

118*

168**

Deltagelse i anden aktivering

100**

120**

114**

Afsluttet deltagelse i anden aktivering

191**

196**

203**

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets på baggrund af DREAM.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Ligeledes er effekten for unge indvandrere og efterkommere med ikke-vestlig bag-

grund undersøgt

, som modtager uddannelseshjælp

. Ligesom for gruppen af unge

generelt er der positive effekter af nytteindsatsen for unge indvandrere og efter-

kommere med baggrund i et ikke-vestligt land. Imens nytteforløbet er i gang øges

gruppens afgangsrate fra kontanthjælpssystemet med 43 pct., og efterfølgende med

87 pct.,

jf. tabel 4.

Tabel 4. Effekt af nytteindsats – åbenlyst uddannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere med

ikke-vestlig baggrund

Unge med ikke-vestlig

Unge generelt

baggrund

Procentvis ændring af afgangsraten

Deltagelse i nytteindsats

43**

136**

Afsluttet deltagelse i nytteindsats

87(*)

168**

Deltagelse i anden aktivering

114**

Afsluttet deltagelse i anden aktivering

203**

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau. (*) signifikante på 5,4 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets på baggrund af DREAM.

Målgruppe for nytteindsats

Nytteindsats er primært rettet mod de mest ressourcestærke ledige, hvilket vil sige

jobparate kontanthjælpsmodtagere, unge der modtager uddannelseshjælp og er

visiteret åbenlyst uddannelsesparate samt ledige på arbejdsmarkedsydelse. Derud-

over kan øvrige uddannelsesparate samt aktivitetsparate på uddannelseshjælp eller

øvrige kontanthjælpsmodtagere ligeledes tilbydes et nyttejob. Deltagelse i nytte-

indsatsen for disse grupper er dog begrænset.

Arbejde i en nytteindsats indebærer udførelse af opgaver for sin ydelse, med hen-

blik på at ledige ikke skal modtage passiv forsørgelse. Nytteindsatsen følger reg-

lerne for virksomhedspraktik, men formålet med indsatsen er anderledes. Formålet

med nytteindsatsen er at holde den ledige aktiv, indtil personen kan starte i job eller

uddannelse, mens formålet ved virksomhedspraktik er, at opkvalificere og forbedre

den lediges muligheder for ordinært job eller at afklare beskæftigelsesmål.

I analysen arbejdes med to grupper i kontanthjælpssystemet:

Åbenlyst uddannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere

er unge under 30 år

uden en erhvervskompetencegivende uddannelse, hvor jobcenteret vurderer, at den

ledige vil kunne påbegynde og gennemføre en uddannelse inden for den nærmeste

fremtid. I tiden indtil uddannelsesstart skal de unge så vidt muligt forsørge sig selv.

Hvis de ikke selv finder et job i denne periode, skal de senest efter en måned arbej-

de for deres ydelse, fx i nytteindsats.

Jobparate kontanthjælpsmodtagere

mødes med klare krav om at søge job de første

tre måneder. De jobparate kontanthjælpsmodtagere, som ikke er kommet i job in-

den for de første tre måneder, mødes med et krav om at arbejde for deres kontant-

hjælp fx i form af en nytteindsats. Det samme gælder unge under 30 år med en

Der er ikke et tilstrækkeligt stort datagrundlag til at lave tilsvarende analyse for unge

indvandrere og efterkommere med vestlig baggrund.

Nyankomne udlændige kan ikke modtage uddannelseshjælp, og derfor dækker analysen

over personer, som har været i Danmark i en længere periode.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

erhvervskompetencegivende uddannelse, der vurderes jobparat. Disse modtager

dog kontanthjælp svarende til ungesatsen.

Data og population

Analysen bygger på dansk registerdata fra Beskæftigelsesministeriets forløbsdata-

base DREAM, som omfatter samtlige personer, der har modtaget offentlige over-

førselsindkomster siden midten af 1991. Registeret indeholder ugentlige ydelsesop-

lysning som angiver, om en person har modtaget dagpenge, sygedagpenge, kon-

tanthjælp mv. Siden januar 2014 indeholder registret ligeledes ugentlig oplysninger

om personer på uddannelseshjælp samt uger med deltagelse i nytteindsats.

Populationen i denne analyse skulle som udgangspunkt både omfatte personer, der

påbegyndte et forløb på uddannelseshjælp og som blev visiteret åbenlyst uddannel-

sesparat samt jobparate kontanthjælpsmodtagere over 30 år. Det viste sig dog, at

kun en lav andel (ca. 4 pct.) af de jobparate kontanthjælpsmodtagere var berørt af

nytteindsats, hvilket betyder at det ikke er hensigtsmæssigt at gennemføre effekt-

analysen for denne gruppe. Effektanalysen laves derfor kun for de åbenlyst uddan-

nelsesparate.

Der medtages forløb, der er påbegyndt indenfor de første tre kvartaler af år 2014,

og som ikke fire uger forinden har modtaget nogen former for kontanthjælpsydelse.

Formålet med uddannelseshjælp er at få unge til at påbegynde en uddannelse, og at

de unge i videst muligt omfang skal arbejde og forsørge sig selv indtil uddannelsen

starter. Succeskriteriet er dermed, om de unge finder beskæftigelse eller starter på

uddannelse, og derfor benyttes beskæftigelse og uddannelse om afgangsstadie i

analysen. Der laves ikke særskilte analyser for henholdsvis beskæftigelse og ud-

dannelse, da det på det foreliggende datagrundlag ikke er muligt at skelne.

Det er dog ikke alle ledige, som kan følges frem til job/uddannelsesstart. Det sker

f.eks. hvis dataperioden stopper, hvis de bliver gentagen aktiveret samt skifter til en

anden ydelse eller bliver selvforsørgende. De unge følges dog så langt frem som vi

kan observere deres tid på uddannelseshjælp.

Personer kan have multiple forløb, hvis de påbegynder flere forløb i observations-

perioden.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Deskriptiv analyse

I løbet af de første 3 kvartaler af år 2014 var der ca. 8.900 personer, der tilgik ud-

dannelseshjælp som åbenlyst uddannelsesparate, og de havde tilsammen knap

9.000 ledighedsforløb. Blandt modtagerne af uddannelseshjælp afgik ca. 39 pct. til

beskæftigelse eller uddannelse,

jf. tabel 5.

Tabel 5. Deskriptiv statistik af uddannelseshjælpsforløb

Modtagere af

uddannelseshjælp

Forløb i alt

Afgået til beskæftigelse og uddannelse*

Censureret

Afgået til selvforsørgelse

Afgået til anden ydelse

Fortsat på uddannelseshjælp

2. aktiveringsforløb

Forløb berørt af en nytteindsats

Forløb per person

Varighed af forløb

Anm.: *Beskæftigelse er defineret ved selvforsørgelse i DREAM koblet med en branchekode i pågældende måned.

Personer i uddannelse som ikke er modtager SU (f.eks. lærlinge forløb) vil derfor være indeholdt heri. Uddannelse

dækker kun SU.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets forløbsdatabase DREAM.

Forløb

8.853

3.460

2.167

1.720

1.429

1.457

Gnms.

1,04

10,4 uger

Pct.

100

Std. Afv.

0,21

7,4 uger

For populationen på uddannelseshjælp er knap 19 pct. af forløbene censureret

grundet, at der ikke kan observeres mere data. Forløb, der er berørt af et andet akti-

veringsforløb, resulterer i censurering af knap 16 pct. af forløbene, mens godt 25

pct. bliver selvforsørgende,

jf. tabel 5.

For de unge på uddannelseshjælp er knap 17 pct. af forløbene berørt af en periode

med nytteindsats.

Baggrundskarakteristika

Gruppen af uddannelseshjælpsmodtagere er nogenlunde ligeligt fordelt mellem

mænd og kvinder, mens der er en overvægt af unge under 25 år,

jf. tabel 6.

Ligele-

des ses, at uddannelseshjælpsmodtagerne har både en forholdsvis lav beskæftigel-

sesgrad samt en lav grad på offentligoverførsel de seneste tre år. Til gengæld har de

unge haft en relativ god tilknytning til SU-systemet.

Endvidere ses det, at unge under 25 år i højere grad er tilbøjelig til at deltage i

nytteindsatsen. Ligeledes er personer med tilknytning til SU-systemet årerne forud

for ledighed.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Tabel 6. Baggrundskarakteristika for åbenlyst uddannelsesparate unge.

Karakteristika

Alle uddannelses-

hjælpsmodtagere

Uddannelseshjælps-

modtagere berørt af

nytteindsats

Køn

Kvinde

Mand

Alder

Under 25 år

25-29 år

Herkomst

Dansk

Ikke-vestlige indv./efterkommere

Vestlige indv./efterkommere

Kommunetype

Bykommune

Mellemkommune

Landkommune

Yderkommune

Arbejdsmarkedshistorik

Beskæftigelsesgrad de sidste 3 år

Graden af overførselsindkomst

1. år før ledighed

2. år før ledighed

3 år før ledighed

Graden af uddannelse (SU)

1. år før ledighed

2. år før ledighed

3 år før ledighed

42,4

57,6

42,7

57,4

87,3

12,7

90,3

9,7

82,9

14,7

2,4

86,1

11,8

2,1

53,8

17,1

22,4

6,7

38,9

23,8

31,8

5,4

15,9

14,7

12,3

15,6

13,7

10,3

13,8

11,9

51,2

49,7

39,0

55,9

53,2

38,2

Anm.: Kommunetype er fastsat på baggrund af 14 indikatorer, som belyser graden af urbanisering, landbrugets betyd-

ning, demografisk struktur, erhvervs-og befolkningsudvikling, uddannelsesniveau, kommunens økonomiske grundlag

og kommunens placering. Begrebet er defineret af Fødevareministeriet.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets forløbsdatabase DREAM.

Afgang til beskæftigelse og uddannelse

Den empiriske afgangsrate, eller den såkaldte rå afgangsrate, viser afgangsmønste-

ret fra uddannelseshjælp til beskæftigelse og uddannelse, når der ikke tages højde

for baggrundskarakteristika. Den empiriske afgangsrate til beskæftigelse har en

svag aftagende tendens samtidig med, at de udviser en grad af sæsonvariation,

hvilket kan tilskrives at mange kontanthjælpsforløb starter og slutter ved en kalen-

dermåned,

jf. figur 1.

Når afgang til SU-berettiget uddannelse inddrages forskydes

de empiriske afgangsrater op.

Den empiriske sandsynlighed for at påbegynde et forløb i nytteindsats eller andet

aktivering er særlig høj i begyndelse af ledighedsforløbet, men er aftagende efter

ca. 4 ugers ledighed. Dette afspejler at kommuner har krav om, at sende de unge i

aktive tilbud tidligt i deres ledighedsforløb,

jf. figur 2.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Figur 1. Empiriske afgangssandsynligheder

til beskæftigelse og uddannelse

Figur 2. Empiriske afgangsrater til nytteind-

sats og aktivering

Anm.: Aktivering indeholder aktivering i løntilskud, virksomhedspraktik, ordinær uddannelse samt vejledning og opkva-

lificering.

Kilde: Beskæftigelsesministeriet på baggrund af DREAM.

Metode

Til at undersøge, om de uddannelseshjælpsmodtagere, der deltager i nytteindsatsen,

hurtigere finder beskæftigelse, end de ellers ville have gjort, bruges den analyse-

form, der kaldes varighedsanalyse, nærmere bestemt den variant heraf der kaldes

timing-of-events analyse.

Varighedsanalyse er anvendelig, når det handler om at afdække den dynamik, der

er for uddannelseshjælpsmodtagere, fra de begynder at modtage uddannelseshjælp

til de finder et job eller starter i uddannelse. Ved at bruge den variant, der kaldes

timing-of-events analyse bliver det ligeledes muligt, at undersøge om deltagelse i

nytteindsats har indflydelse på, hvor hurtigt de unge finder et job eller starter på en

uddannelse.

Timing-of-events analyse giver mulighed for at evaluere den kausale effekt af at

have deltaget i aktivering på afgangsraten til beskæftigelse eller start på en uddan-

nelse ved at tage højde for eventuel endogen selektion ind i aktivering. Det betyder,

at der tages højde for, at det ikke er tilfældigt hvem af uddannelseshjælpsmodta-

gerne, der skal starte i en aktivering, og hvornår i ledighedsperioden det sker. Hvis

ikke der tages hensyn til denne endogenitet, kan det give ukorrekte resultater, da

det ikke vil være muligt at skelne mellem hvem, der i fravær af nytteindsats, allige-

vel hurtigt ville have fundet job eller startet på en uddannelse.

I denne analyse er der taget udgangspunkt i, at selektionen er den samme uanset

om den ledige starter i nytteindsats eller anden aktivering, hvor selektionen kunne

variere afhængig af aktiveringstype gav ikke anledning til ændrede resultater.

Specifikation af timing-of-events modellen

Den rate, hvormed uddannelseshjælpsmodtagerne enten starter i nytteindsats eller

finder et job/starter i uddannelse kaldes

hazardraten,

og den er nærmere bestemt et

udtryk for raten, hvormed de starter i nytteindsats eller finder job/starter uddannel-

se givet, at det ikke er sket frem til det aktuelle tidspunkt. Hazardraten er en vigtig

byggesten i varighedsanalyse i al almindelighed og dermed også til estimation via

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

timing-of-events. På baggrund af hazard raten specificeres modellen i de følgende

to afsnit.

Mixed proportional hazard

Den specifikation af hazardraten, som hedder en

mixed proportional hazard

model,

er beregnet til brug for netop varighedsanalyse. I denne model består hazardraten af

to elementer. Det ene element er den såkaldte baseline hazard, som afhænger af tid

og beskriver varighedsafhængigheden på afgangsraten ud i job/uddannelse eller ind

i nytteindsats. Det andet element er en skaleringsfunktion, som indeholder oplys-

ninger om personlige karakteristika, som kan påvirke hazardraten for den enkelte

ledige.

Den grundlæggende rate ud i job forventes at varierer med varigheden af ledig-

hedsperioden.. Baselinen er specificeret fleksibelt ved en stykvis konstant model

således, at det antages, at hazardraten er konstant indenfor intervaller, men at den

kan afvige intervallerne imellem. Hvorvidt varighedsafhængigheden er positiv eller

negativ bestemmes dermed ud fra data. I denne analyse er baseline hazarden kon-

strueret, så den kan variere indenfor korte intervaller på ca. 4-5 ugers varighed.

Uobserverbar heterogenitet

I registerdata er der en lang række information til rådighed, som f.eks. alder, ar-

bejdsmarkedshistorik, bopæl, civilstand osv., men der er naturligvis stadig rigtig

meget information om den enkelte uddannelseshjælpsmodtager, som ikke er muligt

at finde i data. Det kan eksempelvis være den lediges motivation for at finde et

arbejde. Det er vigtigt, at prøve at tage højde for de karakteristika, der ikke kan

findes i data, da det ellers kan resultere i fejlagtige konklusioner.

En fejlagtig konklusion kan eksempelvis opstå, hvis man forestiller sig, at gruppen

af uddannelseshjælpsmodtagere dækker over to mindre grupper. De to mindre

grupper er én gruppe, som er meget ihærdige med at søge arbejde, og én gruppe,

der er knap så ihærdige. Efter en periode vil gruppen af ihærdige jobsøgere være

svundet mere end den anden gruppe. Hvis der ikke tages højde for de forskellige

grupper, vil afgangsraten i job med tiden blive lavere (mere aftagende) end det reelt

er tilfældet. Det sker, fordi der bliver en større og større overvægt af ”de mindre

ihærdige” gruppen, hvor der søges mindre.

Om disse uobserverbare karakteristika antages det, at de følger en diskret fordeling,

som estimeres via en række støttepunkter og sandsynligheden for hvert enkelt støt-

tepunkt. Det kan opfattes således, at der i gruppen af uddannelseshjælpsmodtagere

findes et antal undergrupper (antal støttepunkter), som er af varierende størrelse

(sandsynligheden for at møde en person fra den enkelte gruppe). Antallet af støtte-

punkter er ikke bestemt på forhånd, men forsøges fastlagt ved estimationen af mo-

dellen.

Estimation af timing-of-events modellen

Næste skridt er nu at estimere modellen. Det sker via den metode, der hedder ma-

ximum likelihood estimation. Idéen bag denne estimationsform er, at bestemme de

parameterværdier for de observerede variable, der er mest sandsynlige baseret på

data.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

I praksis tager maximum likelihood estimation udgangspunkt i en likelihoodfunkti-

on, som specificeres på baggrund af det indsamlede data,

jf. ovenstående afsnit

omkring mixed proportional hazard.

Når likelihood-funktionen er maximeret på

baggrund af det indsamlede data, er det muligt at drage statistiske konklusioner om

populationen.

boks 1

nedenfor gennemgås den økonometriske baggrund for likelihood-

funktionen, som afslutningsvis opstilles.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Boks 1. Likelihood-funktionen

Analysen er baseret på en timing-of-events model, der gør det bliver muligt at drage konklusioner om popula-

Boks 1. Likelihood-funktionen.

tionen, når den tilhørende likelihood-funktionen er maximeret på baggrund af det indsamlede data.

Likelihood-funktionen er et udtryk for tæthedsfunktionen betinget på de tilhørende parametre, som skal

estimeres. Tæthedsfunktionen er givet ved

( )

sesfunktionen.

Hazardraten

er et udtryk for, hvor mange der finder job på et givet tidspunkt relativt til, hvor mange der på

samme tidspunkt fortsat er på uddannelseshjælp. Hazardraten,

( ),

er, som tidligere nævnt specificeret via en

mixed proportional hazard model. Hazardraterne for afgang til hhv. job/uddannelse,

anden aktivering,

, får følgende udtryk:

( |

( )

(

Hvor

{

)

( )

(

)

(

( )

)

( )

)

, og nyttejob eller

( )

( ),

hvor

( )er

hazardraten

( )

overlevel-

}

angiver deltagelse i enten et nyttejob eller anden aktivering,

( )

er baseline hazarden og det

som de observerede variable,

er dummyvariable, der

resterende er skaleringsfunktionen, med

angiver henholdsvis deltagelse og tidligere deltagelse i aktivering, samt de uobserverbare variable .

Overlevelsesfunktionen

er et udtryk for alle de uddannelseshjælpsmodtagere, der er ”overlevet” i systemet

frem til et givet tidspunkt, og det er givet ved

( )

[

( )].

Bidragene til likelihood-funktionen fra beskæftigelse og aktivering på baggrund af hazardraterne og overle-

velsesfunktioner bliver således:

( |

(

hvor

( )

)

∏

( |

(

( )

)

( )

)

( ∫

( |

))

antager værdien 1, når uddannelseshjælpsmodtageren finder et job/uddannelse, mens den antager

antager værdien 1, hvis den ledige er i aktivering i

værdien 0, hvis forløbet bliver højrecensureret, og hvor

enten nytteindsats eller anden aktivering og 0 ellers.

Den sidste del, der mangler i forbindelse med opstilling af likelihood-funktionen er, at det er centralt for

timing-of-events modellen, at de to hazarder estimeres simultant. Det sker ved at tillade varigheden indtil

aktivering og varigheden indtil afgang til job at være afhængige af hinanden. Det kan dels ske via korrelation

af de uobserverbare variable, og dels ved direkte via den effekt, som deltagelse i aktivering/nyttejob har på

varigheden indtil job. Der er uobserverbare led i hver af hazarderne, og det antages, at de har en fælles forde-

ling:

(

Fællesfordelingen antages at være ukendt og den approksimeres ud fra en diskret fordeling

ved hjælp af det optimale antal støttepunkter.

På baggrund af ovenstående er det muligt at opstille den samlede likelihood-funktion, hvor der tages hensyn

til uobserveret heterogenitet:

∭

( |

)

( |

)

(

)

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Resultater

Resultaterne af timing-of-events analysen kommer i form af et parameterestimat

for den tid, hvor den ledige har deltaget i et nytteindsats og et parameterestimat for

tiden efter deltagelse i nyttejobbet er blevet afsluttet

. For hvert parameterestimat

angives, om det er statistisk signifikant, og hvor stor en procentvis ændring af af-

gangsraten til beskæftigelse/uddannelse det giver anledning til, se nærmere herom i

boks 2

nedenfor.

I estimationerne af timing-of-events modellerne er der, som ovenfor nævnt, medta-

get en baseline afgang fra uddannelseshjælp og en række forklarende variable.

Disse parameterestimater kommenteres sidst i dette afsnit.

Som tidligere nævnt er timing-of-events analysen kun lavet for de unge under 30

år, da populationen over 30 år, der startede et kontanthjælpsforløb i de første tre

kvartaler af 2014, og som deltog i en nytteindsats, er så lille, at der ikke kan laves

generelle konklusioner.

Resultater for åbenlyst uddannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere

De åbenlyst uddannelsesparate unge på uddannelseshjælp finder i høj grad hurtige-

re beskæftigelse eller starter på en uddannelse som følge af deltagelse i nytteind-

sats,

jf. tabel 7.

Imens de åbenlyst uddannelsesparate unge deltager i nytteindsats,

øges afgangsraten til beskæftigelse eller uddannelse med en faktor på 0,86, svaren-

de til en ændring på 136 pct. Dvs. afgangssandsynligheden for at afgå fra uddan-

nelseshjælp til beskæftigelse eller uddannelse stiger med 136 pct. Ændringen er

statistisk signifikant, og dermed er det understøttet, at deltagelse i nytteindsats reelt

set ændrer afgangsraten fra uddannelseshjælp.

Tilsvarende resultat findes, når deltagelse i nytteindsatsen er afsluttet. Parameter-

estimatet er på 0,99, hvilket svarer til, at afgangsraten er øget med 168 pct. Resulta-

tet er ligeledes statistisk signifikant.

Tabel 7. Effekt af nytteindsats – åbenlyst uddannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere

Forklarende variabel

Parameterestimat

Ændring af

afgangsrate

Deltagelse i nytteindsats

0,86**

136 pct.

Afsluttet deltagelse i nytteindsats

0,99**

168 pct.

Deltagelse i anden aktivering

0,76**

114 pct.

Afsluttet deltagelse i anden aktivering

1,11**

203 pct.

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets på baggrund af DREAM.

Der findes tilsvarende resultater ved deltagelse i anden aktivering. Her øges afgan-

gen med en faktor på 0,76, svarende til ændring på 114 pct., mens der deltages i

aktivering. Efter afsluttet aktiveringsforløb øges afgangen med en faktor på 1,11,

svarende til ændring på 203 pct.

De positive effekter under deltagelse skal ses i lyset af, at aktiveringsprogrammer-

ne ligger meget tidligt i ledighedsforløbet, og at mange af de unge på uddannelses-

hjælp straksaktiveres. Herved kan den positive fastholdelseseffekt indeholde en del

motivationseffekt, der bidrager til den positive effekt under deltagelse. Dertil skal

Parameterestimatet er baseret på de efterfølgende 20 uger efter et afsluttet nytteforløb.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

bemærkes, at ydelsesniveauet på uddannelseshjælp er på niveau med SU-satsen,

hvorved de unge muligvis vil søge bredere end tidligere.

Effekten af nytteindsats kan illustreres via påvirkning af baseline hazarden. Base-

line hazarden viser afgangssandsynligheden for hver uge i ledighedsforløbet for

baseline personen

jf. figur 3.

Afgangssandsynligheden er konstant indenfor de

givne intervaller, men afviger intervallerne imellem. Ved deltagelse i nytteindsats

ses en væsentlig forøgelse i afgangsraten ved, at afgangssandsynligheden parallelle

forskydes opad. Effekten efter deltagelse bidrager ligeledes positivt til afgangs-

sandsynligheden til beskæftigelse og uddannelse. Effekten efter deltagelse er tilladt

til at vare op til 20 uger efter endt forløb i nytteindsats, hvorefter det antages, at der

ikke længere er en effekt af nytteindsatsen

. I det følgende afsnit undersøges det,

hvorvidt effekterne efter afsluttet deltagelse varierer over tid.

Figur 3. Effekt af deltagelse i nyttejob

Hazardrate

0,035

0,030

0,025

0,020

0,015

0,010

0,005

0,000

Baseline person - deltagelse i nytteindsats

Baseline person - efter deltagelse i nytteindsats

Baseline

Hazardrate

0,035

0,030

0,025

0,020

0,015

0,010

0,005

0,000

37 41 45

Uge i ledighedsforløbet

Anm.: Baseline personen er: Kvinde, af dansk oprindelse, bor i en bykommune, har ikke deltaget i et

aktivt tilbud, har ingen historik på offentlig forsørgelse, SU eller beskæftigelse de seneste tre år.

Baseline person: Kvinde, af dansk oprindelse, bor i en bykommune, har ikke deltaget i et aktivt tilbud,

har ingen historik på offentlig forsørgelse, SU eller beskæftigelse de seneste tre år.

I Rosholm og Svarer (2008) anvendes 26 uger. Da intentionen med nytteindsats ikke er at opkvalifice-

re, forventes effekten at være af kortere varighed.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Boks 2. Signifikans af parameterestimater

Når parametrene i timing-of-events modellen er estimeret via maximum likelihood

metoden, er næste step at fastslå, hvorvidt estimaterne er statistisk signifikante.

Vurderingen af, om parameterestimaterne er statistisk signifikante, baseres på signi-

fikanssandsynligheden P (p-værdien). P-værdien udtrykker her, hvor stor sandsyn-

ligheden er for, at parameterestimater er nul frem for den estimerede værdi. Det be-

tyder, at jo lavere p-værdi, jo større statistisk belæg for at tro, at estimatet ikke blot er

nul. Generelt set arbejdes der indenfor økonomien med en p-værdi på 5 pct., som

værende tiltrækkelig for at resultatet er statistisk signifikant. Hvis p-værdien er min-

dre end 1 pct. står resultatet blot endnu stærkere.

Ved maximum likelihood estimation kan p-værdien beregnes på baggrund af para-

meterestimatet divideret med standardafvigelsen.

Resultater for unge mænd og kvinder

Effekterne af nytteindsatsen er desuden undersøgt for henholdsvis gruppen af unge

mænd og gruppen af unge kvinder.

For gruppen af unge mænd øges afgangen fra kontanthjælpssystemet med 156 pct.,

mens de deltager i nytteindsats, sammenlignet med de unge mænd, som ikke delta-

ger,

jf. tabel 8.

Efter afsluttet nytteforløb er afgangsraten efterfølgende øget med

228 pct.

De unge kvinder kommer også hurtigere i beskæftigelse eller uddannelse, som

følge af nytteindsats. Afgangsraten øges således med 134 pct. under deltagelse, og

efterfølgende øges den med 118 pct.

Tabel 8. Effekt af nytteindsats for mænd og kvinder – åbenlyst uddannelsesparate uddannelses-

hjælpsmodtagere

Unge mænd

Unge kvinder

Unge generelt

Procentvis ændring af afgangsraten

Deltagelse i nytteindsats

156**

134**

136**

Afsluttet deltagelse i nytteindsats

228**

118*

168**

Deltagelse i anden aktivering

100**

120**

114**

Afsluttet deltagelse i anden aktivering

191**

196**

203**

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets på baggrund af DREAM.

Analysen er baseret på henholdsvis ca. 4.850 unge mænd og godt 3.500 unge kvin-

der, hvoraf ca. 830 af mændene deltog i nytteindsats og ca. 620 af kvinderne.

Resultater for unge indvandrere og efterkommere med ikke-vestlig baggrund

Ligeledes er effekten for unge indvandrere og efterkommere med ikke-vestlig bag-

grund

undersøgt

. Ligesom for gruppen af unge generelt er der også positive effek-

Nyankomne udlændige kan ikke modtage uddannelseshjælp, og derfor dækker analysen

over personer, som har været i Danmark i en længere periode.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

ter af nytteindsatsen for unge indvandrere og efterkommere med baggrund i et ik-

ke-vestligt land. Imens nytteforløbet er i gang øges gruppens afgangsrate fra kon-

tanthjælpssystemet med 43 pct., og efterfølgende med 87 pct.,

jf. tabel 9.

Tabel 9. Effekt af nytteindsats – åbenlyst uddannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere med

ikke-vestlig baggrund

Unge med ikke-vestlig

Unge generelt

baggrund

Procentvis ændring af afgangsraten

Deltagelse i nytteindsats

43**

136**

Afsluttet deltagelse i nytteindsats

87(*)

168**

Deltagelse i anden aktivering

114**

Afsluttet deltagelse i anden aktivering

203**

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau. (*) signifikante på 5,4 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets forløbsdatabase DREAM.

Analysen er baseret på 1.300 unge med ikke-vestlig baggrund, hvoraf godt 150 af

dem deltager i nytteindsatsen.

Tidsvarierende effekter efter deltagelse i nytteindsats

De resultater, der er vist i de foregående afsnit, tager udgangspunkt i, at effekten af

at have deltaget i nytteindsats er en gennemsnitlig effekt over 20 uger. Denne ef-

fekt kan derfor dække over, at effekten ændres, jo længere tid der er gået siden

deltagelse. Det kunne forventes, at effekten var størst umiddelbart efter forløbet i

nytteindsats afsluttes, og at erindringen herom efterfølgende vil aftage, således

effekten på afgangsraten vil falde med tiden.

Yderligere analyse viser, at når effekten dekomponeres findes den største effekt i

de første 4 uger, efter deltagelsen i nytteindsats er afsluttet. Her er afgangsraten

stort set tredoblet, da den ændres med 193 pct., når det forventes, at effekten kan

vare i op til 20 uger

. Derefter aftager effekten og 5-8 uger efter deltagelse i nytte-

indsats er afgangsraten øget med 110 pct.,

jf. tabel 10.

Effekten fra 9 uger og derefter er undersøgt i tre varianter. Hvis effekten formodes

at have effekt frem til 20 uger efter nytteindsatsens afslutning øges afgangsraten

med 135 pct. Tillades effekten at påvirke frem til 30 uger efter afslutning findes en

lignende påvirkning af afgangsraten, nemlig 139 pct. Når effekten tillades at påvir-

ke afgangsraten i mere end de 30 uger, har deltagelsen fortsat en virkning på mere

end en fordobling af afgangsraten mellem 9 uger efter deltagelse og frem til afslut-

ning af ledighedsforløbet,

jf. tabel 10.

Der er ikke et tilstrækkeligt stort datagrundlag til at lave tilsvarende analyse for unge

indvandrere og efterkommere med vestlig baggrund.

Resultaterne varierer i mindre grad for dels deltagelse i nytteindsats og dels for 0-4 uger

og 5-8 uger, som følge af at effekten tillades at varierer over tid, og efterfølgende tillades at

vare længere. Det skyldes, at fordelingen af de uobserverbare karakteristika kan bliver

ændret, når effekten opdeles i mindre intervaller.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Tabel 10. Effekt af nytteindsats angivet ved procentvis ændring i afgangsrate – åbenlyst uddan-

nelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere

Deltagelse i

Effekt efter deltagelse i nytteindsats

nytteindsats

0-4

5-8

9-20

9-30 9 uger

uger

eller

mere

Procentvisændring af afgangsrate

Tidsvarierende effekt efter

afsluttet nytteindsats:

Effekt i op til 20 uger efter

afsluttet forløb

Effekt i op til 30 efter afsluttet

forløb

Effekt til afslutning af ledig-

hedsforløbet

137**

156**

154**

193**

218**

216**

110*

130*

128*

135*

139*

134*

Note: * og ** angiver, at estimater er signifikante på 5 pct. og 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets forløbsdatabase DREAM.

Tilsvarende viser resultaterne for deltagelse i anden aktivering, at effekten i højere

grad er persistent, hvilket formentlig skyldes, at det i højere grad er opkvalificeren-

de. Når effekten tillades at vare i op til 20 uger, øges afgangsraten med 186 pct. for

0-4 uger efter forløbet er afsluttet, 278 pct. for 5-8 uger efter afslutning, og derefter

hhv. 176 pct. for 9-20 uger, 216 pct. for 9-30 uger og 211 pct. for 9 uger og resten

af ledighedsperioden,

jf. tabel 11.

Tabel 11. Effekt af anden aktivering angivet ved procentvis ændring i afgangsrate – åbenlyst

uddannelsesparate uddannelseshjælpsmodtagere

Deltagelse i

Effekt efter deltagelse i anden

anden aktivering

aktivering

0-4

5-8

9-20

9-30 9 uger

uger

eller

mere

Procentvisændring af afgangsrate

Tidsvarierende effekt efter

afsluttet anden aktivering:

Effekt i op til 20 uger efter

afsluttet forløb

Effekt i op til 30 efter afslut-

tet forløb

Effekt til afslutning af ledig-

hedsforløbet

113**

132**

131**

186**

210**

208**

278**

312**

310**

176**

216**

211**

Note: ** angiver, at estimater er signifikante på 1 pct. niveau.

Kilde: Beskæftigelsesministeriets forløbsdatabase DREAM.

Effekten af nytteindsats, når effekten efter afsluttet forløb kan variere over tid, og

have effekt frem til 30 uger, er illustreret via påvirkning af baseline hazarden.

jf.

figur 4.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Figur 4. Effekt af deltagelse i nyttejob med tidsvarierende effekt i op til 30 uger

efter afsluttet nytteindsats

Hazardrate

0,040

0,035

0,030

0,025

0,020

0,015

0,010

0,005

0,000

Baseline person - deltagelse i nytteindsats

Baseline person - efter deltagelse i nytteindsats

Baseline

Hazardrate

0,040

0,035

0,030

0,025

0,020

0,015

0,010

0,005

0,000

37 41 45

Uge i ledighedsforløbet

Anm.: Baseline personen er: Kvinde, af dansk oprindelse, bor i en bykommune, har ikke deltaget i et

aktivt tilbud, har ingen historik på offentlig forsørgelse, SU eller beskæftigelse de seneste tre år.

Resultater for baggrundskarakteristika i estimationerne

Til estimering af resultaterne for effekterne af nytteindsats er der taget højde for en

række personlige baggrundskarakteristika. Det drejer sig om køn, alder, herkomst,

bopæl samt forudgående beskæftigelseshistorik, uddannelseshistorik og offentlig

overførselsindkomstshistorik.

Disse viser blandt andet, at mænd er mere tilbøjelige til at forlade uddannelses-

hjælp end kvinder og, at ledige ml. 25-30 år afgår hurtigere end ledige under 25 år.

Ligeledes har ikke-vestlige indvandrere og efterkommere lavere sandsynlig for at

forlade ledighed sammenlignet med ledige, der er af dansk oprindelse. Derudover

findes, at jo højere beskæftigelsesgrad den ledige har haft de seneste tre år, jo større

sandsynlighed er der for at forlade ledighed. Det samme gør sig gældende for gra-

den af SU. Udover deltagelse i nyttejob findes også positive effekter af deltagelse i

anden aktivering,

jf. tabel 12.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Tabel 12. Estimationsresultater for afgang til beskæftigelse/uddannelse (konstant effekt i op til 20

uger efter afsluttet forløb)

Variable

Parameter estimat

Std. Afv.

Baseline

Baseline, 6-9 uger

Baseline, 10-13 uger

Baseline, 14-17 uger

Baseline, 18-22 uger

Baseline, 23-26 uger

Baseline, 27-30 uger

Baseline, 31-34 uger

Baseline, 35 uger og derover

Program effekter

Deltagelse i aktivering

Deltagelse i nyttejob

Afsluttet deltagelse i aktivering

Afsluttet deltagelse i nyttejob

Arbejdsmarkedshistorik

Beskæftigelse, seneste 3 år

Offentlig forsørgelse, 1 år forinden

Offentlig forsørgelse, 2 år forinden

Offentlig forsørgelse, 3 år forinden

SU, 1 år forinden

SU, 2 år forinden

SU, 3 år forinden

Baggrund karakteristika

Mand

Alder, 25 år og under

Ikke-vestlige indv./efterkommere

Vestlige indv./efterkommere

Yder kommune

Land kommune

Mellem kommune

Anm.:* indikerer signifikans på 5 pct. niveau, ** indikerer signifikans på 1 pct.niveau

Kilde: Beskæftigelsesministeriets forløbsdatabase DREAM.

0,0931*

-0,0956

-0,1358*

-0,1890*

-0,2083

-0,3838*

-0,8004*

-1,1000**

0,7612**

0,8581**

1,1092**

0,9857**

1,4206**

0,1195

0,0793

0,0490

0,2274**

0,3233**

0,3282**

0,1120*

-0,0275

-0,1988**

-0,0275

-0,1409

0,0684

-0,0169

0,0443

0,0554

0,0688

0,0825

0,1228

0,1753

0,2842

0,3201

0,1167

0,1190

0,1259

0,1594

0,1131

0,1175

0,1073

0,0947

0,0668

0,0700

0,0575

0,0377

0,0572

0,0566

0,1251

0,0800

0,0471

0,0508

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Boks 3. Illustration af nytteindsatsens effekt på ledighed

Ændringerne i afgangssandsynligheden fra uddannelseshjælp til beskæftigelse/uddannelse,

ved deltagelse i nyttejob, kan omregnes til en forventet gennemsnitlig varighed på uddan-

nelseshjælp inden afgang til beskæftigelse eller uddannelse. Effekten nedenfor er under-

søgt for den gruppe, som er berørt af indsatsen, dvs. de knap 1.450 forløb i analysen, som

er berørt af nyttejob.

Effekterne er beregnet på baggrund af de karakteristika de ledige, der deltager i nyttejob,

besidder. Herved er effekterne beregnet som gennemsnit over nyttedeltagerne, og den

forventede gennemsnitlige varighed kan beregnes både med og uden deltagelse i nyttejob.

Dvs., et faktisk scenarie, hvor de ledige deltager i nyttejob og efter deltagelse har en post-

program effekt, og det kontrafaktiske, hvor deltagelse i nyttejob sættes til nul. Den forven-

tede varighed af ledighedsforløbet er beregnet ved integralet under overlevelsesfunktion.

De unge, der i analysen modtog uddannelseshjælp og deltog i nyttejob, kunne i gennemsnit

forvente at være ledige i godt 20 uger ved påbegyndelse af et forløb på uddannelseshjælp

inden overgang til beskæftigelse eller uddannelse. Betragtes det kontrafaktiske scenarie,

hvor de samme personer ikke deltog i nytteindsats eller nogen anden indsats i perioden,

kunne de unge i gennemsnit forvente at være ledige i godt 28 uger ved påbegyndelse af et

forløb på uddannelseshjælp. Således afkorter deltagelse i nyttejob i gennemsnit ledigheds-

forløbet med omkring 8 uger indenfor analysens 45 uger, jf. tabel 1. Det bør dog bemær-

kes, at et scenarie hvor den unge i perioden slet ikke deltager et i aktivt er et fiktivt scena-

rie, da kommunerne har pligt til at aktivere disse unge.

Tabel 1. Illustration af forventet effekt af nyttejob

Med nyttejob

Forventet varighed (uger)

Kilde: Beskæftigelsesministeriet.

Uden nyttejob

Forskel

-8

Forkortelsen på 8 uger skal ses i sammenhæng med, at den gennemsnitlige varighed af

nytteindsatsen i analysen er på 3 uger.

BEU, Alm.del - 2016-17 - Endeligt svar på spørgsmål 43: Spm. om evaluering af kommunernes anvendelse af nyttejob, til beskæftigelsesministeren

Litteraturliste

Abbring, J., G. van den Berg og J. van Ours (2005), “The effect of unemployment

insurance sanctions on the transition rate from unemployment to employment”,

Economic Journal,

nr. 115.

Abbring, J. og G. van den Berg (2003),”The non-parametric identification of

threatment effects in duration models”,

Econometrica,

nr. 71.

Lalive, R., J. van Ours og J. Zweimüller (2005), “The effect of benefit sanctions on

the duration of unemployment”,

Journal of the European Economic Association,

3(6).

Rosholm, M. og M. Svarer, “The threat effect of active labour market pro-

grammes”,

Scandinavian Journal of Economics,

nr. 110 (2), 2008.

Svarer, M. (2007), “The effects for sanctions on the job finding rate”,

Economica,

vol. 78, issue 312.

Wooldridge, Jeffrey M, (2002), “Econometric Analysis of cross section and panel

data”, MIT Press