BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Beskæftigelsesudvalget 2017-18
BEU Alm.del Bilag 200
Offentligt

Beskæftigelsesministeriet

Analyseenheden

Analyse:

Effektevaluering af Jobreform fase 1

Februar 2018

CAIJ/AE

Analysens hovedkonklusioner:

Effektevalueringen viser, at kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen har med-

ført, at kontanthjælpsmodtagere i højere grad kommer i beskæftigelse eller

uddannelse, og at de positive effekter ikke kun skyldes gode konjunkturer:



Fra august 2016 til marts 2017 har kontanthjælpsloftet og 225-

timersreglen samlet set haft en signifikant positiv virkning på afgan-

gen fra kontanthjælp til beskæftigelse eller uddannelse for kontant-

hjælpsmodtagerne i analysen.

En række robusthedstests af konjunkturforbedringer i perioden un-

derstøtter, at de fundne resultater kan tolkes som reformeffekter.

Det betyder, at kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen isoleret set

har øget sandsynligheden for, at kontanthjælpsmodtagerene i analy-

sen er kommet i arbejde eller gået i gang med en uddannelse.

Kontanthjælpsmodtagere er færre dage på kontanthjælp end før re-

formen. I gennemsnit er kontanthjælpsforløbene i analysen blevet

forkortet med 3,4 dage. Før indførslen af kontanthjælpsloftet og

225-timersreglen varede et gennemsnitligt kontanthjælpsforløb et

år og knap seks dage, mens det efter indførslen varer et år og godt to

dage.

Analysen har set på kontanthjælpsmodtagere over 30 år, der enten

er enlige eller gifte, og som har boet i Danmark de seneste syv ud af

otte år. Årsagen til, at analysen ikke ser på alle personer i kontant-

hjælpssystemet er, at andre regelændringer også kan have påvirket

afgangen til beskæftigelse eller uddannelse.



Side 1 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

1. Indledning og sammenfatning

I april 2016 trådte en ny reform af kontanthjælpssystemet, Jobreformens fase 1, i kraft,

med virkning fra 1. oktober 2016. Jobreformens formål er at øge den økonomiske for-

skel mellem at være i kontanthjælpssystemet og i beskæftigelse, og at flere vil komme i

job som følge af, at det bedre kan betale sig at arbejde.

Jobreformens fase 1 indeholder to hovedelementer:



kontanthjælpsloft,

som er et loft over hvor meget personer i kontant-

hjælpssystemet samlet set kan modtage i offentlig forsørgelse, inklusive

boligstøtte og særlig støtte.

225-timersregel,

som forudsætter, at kontanthjælpsmodtagere, der kan,

skal opfylde et krav om 225 timers ordinært arbejde i løbet af et kalender-

år for at modtage den fulde kontanthjælp.



Denne effektanalyse undersøger, om kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen samlet

set har medført, at flere personer forlader kontanthjælpssystemet til fordel for beskæf-

tigelse eller uddannelse. Der tages samtidigt højde for konjunkturernes indvirkning på

effekterne på grund af opsvinget i dansk økonomi.

Analysen er den første effektevaluering af Jobreformens fase 1, som Beskæftigelsesmi-

nisteriet har kendskab til. Deskriptive analyser har tidligere vist, at antallet af kontant-

hjælpsmodtagere er faldet, efter at kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen trådte i

kraft, uden det dog kan tolkes kausalt.

For at evaluere effekterne af Jobreform fase 1 har det været nødvendigt at isolere effek-

ten fra andre reformer og regelændringer, som også kan have påvirket afgangen fra

kontanthjælp til beskæftigelse og uddannelse i analyseperioden. Det drejer sig om: Kon-

tanthjælpsreformen fra 2014, hvor der blandt andet blev indført en lavere ydelse til

personer under 30 år. Løbende justeringer i modregningsreglerne for samlevende. Samt

indførelsen af integrationsydelsen til personer, der ikke har boet i Danmark de seneste

syv ud af otte år og dermed ikke opfylder opholdskravet. I analysen indgår derfor ikke

personer under 30 år, samlevende og personer, som ikke opfylder opholdskravet.

Analysens resultater og reformeffekt er således en effekt for den analyserede populati-

on: Kontanthjælpsmodtagere over 30 år, som enten er enlige eller gifte, og som har boet

i Danmark de seneste syv ud af otte år. Det drejer sig om ca. 32 procent af alle personer i

kontanthjælpssystemet, som starter sit kontanthjælpsforløb mellem 2012 og 2017.

Analysen viser, at der er positive effekter på afgangen fra kontanthjælp til beskæftigelse

eller uddannelse for kontanthjælpsmodtagerne, som indgår i analysen, og at de positive

effekter ikke kun kan tilskrives de gode konjunkturer. Med andre ord har kontant-

hjælpsmodtagerne større sandsynlighed for at afgå til beskæftigelse eller uddannelse,

end hvis kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen ikke var blevet implementeret.

Kontanthjælpsforløbene for de personer, der indgår i analysen, er i gennemsnit blevet

forkortet med 3,4 dage grundet reformen. Før reformen varede et gennemsnitligt kon-

Side 2 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

tanthjælpsforløb et år og knap seks dage, mens det efter reformen varer et år og godt to

dage.

2. Jobreform fase 1 2016

Aftalen om Jobreform fase 1 indebærer to hovedelementer

: 225-timersreglen og kon-

tanthjælpsloftet.

225-timersregel

Med 225-timersreglen stilles der krav til, at personer på kontanthjælp, integrations-

ydelse eller uddannelseshjælp som udgangspunkt skal kunne dokumentere 225 timers

ordinær beskæftigelse inden for et år for at bibeholde den fulde ydelse. Med ordinær

beskæftigelse menes ustøttet beskæftigelse, hvilket ikke inkluderer løntilskud, virk-

somhedspraktik og lignende. Reglen omfatter personer, der har modtaget kontanthjælp,

integrationsydelse eller uddannelseshjælp i sammenlagt et år inden for tre år. Dog und-

tages personer, som ikke vurderes at kunne arbejde 225 timer om året. I januar 2017

var 58 pct. af kontanthjælpsmodtagerne undtaget fra 225-timersreglen. Heraf var en

stor del aktivitetsparate kontanthjælpsmodtagere

Den nedsættelse af ydelsen, der finder sted, hvis beskæftigelseskravet ikke opfyldes,

varierer med civilstand og ydelsesniveau

. For ugifte gælder, at personer, der modtager

ydelser på et lavere niveau end voksensatserne, bliver reduceret med 500 kr. om måne-

den, mens ugifte på ydelser svarende til voksensatserne reduceres med 1.000 kr. om

måneden. Ugifte personer, som modtager uddannelseshjælp på SU-niveau fritages fra

225-timersreglen. For ægtepar på voksensatser gælder, at hvis den ene eller begge per-

soner i ægteskabet ikke opfylder timekravet, bortfalder den enes hjælp. For ægtepar,

der modtager ydelser på et lavere niveau end voksensatsen for kontanthjælpsmodtage-

re, reduceres den ene ydelse, så ægteparret tilsammen modtager hjælp svarende til én

voksensats. Dermed er de direkte ydelseskonsekvenser mellem 500 og 14.575 kr. før

skat. 225-timersreglen trådte i kraft 1. april 2016 med ydelsesmæssige konsekvenser

fra 1. oktober 2016. Det vil sige, at der optjenes beskæftigelsestimer allerede fra 1. april

2016. Reglen indfases, så arbejdskravet er på 113 timer inden for seks måneder fra 1.

oktober 2016 til 31. marts 2017. Fra 1. april 2017 er arbejdskravet 225 timer inden for

et år.

Kommunen skal være særlig opmærksom på at støtte personer, der er i risiko for at

blive omfattet af 225-timersreglen, i at få fodfæste på arbejdsmarkedet og sikre, at der

gives den nødvendige hjælp til at finde en mulig arbejdsgiver. Hjælpen kan eksempelvis

være tilbud om en særlig jobformidler, mentorstøtte mv.

Fuldtidsbeskæftigede i Danmark arbejder til sammenligning omkring 1.924 timer om

året. Over et år svarer de 225 timer dermed til en gennemsnitlig ugentlig arbejdstid på

godt fire timer.

Kontanthjælpsloft

Kontanthjælpsloftet lægger et loft over, hvor meget personer i kontanthjælpssystemet

Reformen indeholdt også ændring af ret til ferie fra fem til fire uger for kontanthjælpsmodtagere.

Jobparate/aktivitetsparate er de to mulige visitationskategorier, efter at matchgrupperne med kontant-

hjælpsreformen fra 2014 blev afskaffet. Jobparate kontanthjælpsmodtagere er tættere på arbejdsmarkedet

end aktivitetsparate.

Alle reduktioner nævnes i 2016-niveau ved reformens indførsel.

Side 3 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

samlet set kan modtage i kontanthjælp/integrationsydelse/uddannelseshjælp, bolig-

støtte og særlig støtte.

Loftet gælder fra første dag i kontanthjælpssystemet, og der er ikke fastsat en øvre

grænse for, hvor meget kontanthjælpsmodtagerne kan reduceres i de samlede ydelser.

Lofterne er dog for alle grupper sat så højt, at ingen vil blive reduceret i kontanthjælp,

integrationsydelse eller uddannelseshjælp som følge af loftet. Reduktionen sker alene i

boligstøtte mv.

Ved fastsættelsen af lofterne er der differentieret efter civilstand, antal hjemmeboende

børn og ydelsesniveau.

Personer i hustande, hvor boligen er anvist som følge af handi-

cap eller nedsat funktionsevne, er de facto undtaget fra loftet.

I marts 2017 havde knap 28.000 personer fået besked om en reduktion af deres bolig-

støtte og/eller særlige støtte som følge af kontanthjælpsloftet, svarende til 18 pct. af den

samlede kontanthjælpsgruppe.

Det er særligt forsørgere, der berøres af loftet. Det er

også forsørgere, som vil opleve den højeste

ydelsesreduktion

som følge af loftet. Berørte

enlige uden børn oplever en gennemsnitlig ydelsesreduktion på knap [600] kr., mens

berørte enlige med børn i gennemsnit reduceres [1.800] kr. Berørte gifte og samlevende

med og uden børn bliver i gennemsnit reduceret hhv. [900] og [1.000] kr. om måneden

Kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen trådte i kraft 1. april 2016 med ydelsesmæssi-

ge konsekvenser fra 1. oktober 2016. Opsummerende har kontanthjælpsloftet større

ydelsesmæssige konsekvenser for forsørgere – særligt enlige forsørgere, og 225-

timersreglen kan medføre den største ydelsesreduktion for ægtepar på voksensatser.

Personer på ungesatser og personer, som modtager integrationsydelse, oplever samlet

set den mindste ydelsesreduktion.

Unge under 30, samlevende og personer, som ikke har opholdt sig i Danmark de seneste

syv ud af otte år, er frasorteret fra gruppen af personer, som indgår i analysen. Det skyl-

des, at disse grupper rammes af andre politiske tiltag i samme tidsperiode, som kan

påvirke deres afgang fra kontanthjælp,

jf. afsnit 5.

Denne delgruppe, som analysen gæl-

der for, omtales i de følgende afsnit som

analysepopulationen.

Da disse grupper ikke indgår i indeværende analyse, vil man forvente, at de personer,

der er udvalgt til at indgå i analysepopulationen, er blandt de grupper, som generelt

rammest hårdest af Jobreformens fase 1.

Ifølge aftaleteksten var reformens intention at øge den økonomiske forskel ved at være

på kontanthjælp og i arbejde, samt at flere kontanthjælpsmodtagere kommer i beskæf-

tigelse. Derfor undersøger denne evaluering, hvorvidt reformen har bidraget til, at flere

kontanthjælpsmodtagere forlader kontanthjælpssystemet og overgår til ordinær be-

skæftigelse eller uddannelse.

3. Virkninger af Jobreform fase 1 på afgangen fra kontanthjælp

Både 225-timersreglen og kontanthjælpsloftet kan medføre en ydelsesnedgang for kon-

tanthjælpsmodtageren ved uændret adfærd. Ifølge teoretisk søgeteori vil en ydelses-

Derudover er der fastsat særskilte lofter for ægtepar på integrationsydelse, som berøres af 225-timers-

reglen. Men der ses bort fra modtagere af integrationsydelsen i denne analyse.

http://star.dk/da/Reformer/Jobreform-fase-1-2016/Noegletal/Centrale%20figurer.aspx

Beskæftigelsesministeriets egne beregninger, oktober 2017.

Side 4 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

nedgang resultere i en stigning i afgangsraten fra ledighed til beskæftigelse, jf. Morten-

sen (1977). Det skyldes, at et lavere ydelsesniveau øger det økonomiske incitament til

at komme i beskæftigelse og derved tilskynder ledige til at øge deres søgeintensitet.

Samtidig kan en lavere ydelse tilskynde ledige til at søge bredere og/eller sænke deres

reservationsløn, hvilket samlet set øger sandsynligheden for at komme i job.

Når ydelsesreduktionen indtræffer et stykke tid inde i ledighedsforløbet, kan der skel-

nes mellem forskellige effekter. En

motivationseffekt,

som øger afgangsraten fra ledig-

hed til beskæftigelse i perioden frem mod regelændringen, samt en

reformeffekt,

som

øger afgangen fra ledighed til beskæftigelse, efter at regelændringen har fundet sted. I

denne analyse er reformtidspunktet og ydelsesændringen ikke sammenfaldende. Der

skelnes derfor mellem reformeffekter før og efter, ydelsesændringen træder i kraft.

Reformen træder i kraft umiddelbart efter den indgåede politiske aftale, men har først

ydelsesmæssige konsekvenser fra 1. oktober 2016.

Det følgende afsnit beskriver, hvordan analysepopulationen rammes af reformelemen-

terne. For de personer, som oplever en ydelsesreduktion som følge af enten 225-

timersreglen, kontanthjælpsloftet eller begge dele, vil der være tale om en adfærdsæn-

dring, som følger af ydelsesreduktionen. Der er dog personer, som ikke vil blive berørt

af ydelsesændringen. Her kan man i stedet tale om en adfærdsændring som følge af, at

det generelt er blevet mindre attraktivt at være ledig i kontanthjælpssystemet efter

reformen. Begge effekter vil indgå i den estimerede reformeffekt i analysen, ligesom der

vil være tale om en samlet reformeffekt for både kontanthjælpsloftet og 225-

timersreglen.

225-timersreglen vil i den implementerende fase medføre en ydelsesnedgang, hvis ikke

den ledige har arbejdet mindst 113 timer i et ordinært og ustøttet arbejde inden for de

seneste seks kalendermåneder,

jf. afsnit 2.

225-timersreglen er designet til at øge antal

ordinære timer, som en person har arbejdet, allerede før ydelsen faktisk sættes ned.

Kontanthjælpsloftet medfører en ydelsesnedgang for alle ydelsesmodtagere

, som inden

reformen havde et samlet ydelsesniveau, der var højere end loftet.

Denne analyse er den første effektevaluering af Jobreformens fase 1, Beskæftigelsesmi-

nisteriet har kendskab til. Der er imidlertid løbende foretaget flere deskriptive analyser

af, hvordan antallet af kontanthjælpsmodtagerne og deres beskæftigelsesomfang udvik-

ler sig hen over perioden, uden det dog kan tolkes kausalt.

Siden starten af krisen i 2008 og frem til marts 2016 er antallet af kontanthjælpsmodta-

gere (inkl. personer på uddannelseshjælp og integrationsydelse) steget. Ser man alene

på ændringen fra 2012, er antallet steget fra knap 132.000 fuldtidsmodtagere til

156.700 i marts 2016, hvor antal fuldtidsmodtagere lå på sit højeste. Det svarer til en

procentvis stigning på 19 pct.,

jf. figur 1 nedenfor.

Figur 1. Antal fuldtidspersoner i kontant-

hjælpssystemet. Sæsonkorrigeret

Figur 2. Antal fuldtidspersoner blandt

danskere og ikke-vestlige indvandrere og

efterkommere. Sæsonkorrigeret

Med undtagelse af personer i hustande, hvor boligen er anvist som følge af handicap eller nedsat funktions-

evne,

jf. afsnit 2.

Side 5 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

1.000 fuldtidspersoner

160

155

150

145

140

135

130

125

120

115

1.000 fuldtidspersoner

160

155

150

145

140

135

130

125

120

115

1.000 fuldtidspersoner

110

105

100

1.000 fuldspersoner

Danskere

Kontanthjælpsmodtagere

Ikke-vestlige indvandrere og

efterkommere (h. akse)

Anm: Antal kontanthjælpsmodtagere er inkl. uddannelseshjælp og integrationsydelse.

Kilde: Jobindsats.dk og Beskæftigelsesministeriets egne beregninger.

Antallet af kontanthjælpsmodtagere er faldet med 11.000 fuldtidspersoner

fra top-

punktet i marts 2016, hvor der blev indgået aftale om Jobreform fase I, til april 2017.

Der har imidlertid været tale om en meget forskellig udvikling i antallet af kontant-

hjælpsmodtagere med hhv. dansk baggrund og ikke-vestlig baggrund,

jf. figur 2.

Mens antallet af kontanthjælpsmodtagere med dansk baggrund er faldet i takt med, at

de forbedrede konjunkturer begyndte at slå igennem på beskæftigelsen i 2013, er antal-

let af kontanthjælpsmodtagere med ikke-vestlig baggrund fortsat med at stige helt frem

til marts 2016, hvorefter der ses en tydelig opbremsning. Fra september 2016 til april

2017 sker der et væsentligt fald

. I denne analyse vil de fleste ikke-vestlige kontant-

hjælpsmodtagere ikke indgå, da analysen alene ser på personer, som har været bosat i

Danmark de seneste syv ud af otte år (opholdskravet),

jf. afsnit 5.

Store flygtningestrømme i 2014-2015 er medforklarende til stigningen i antallet af kon-

tanthjælpsmodtagere i de år. Fra september 2016 begynder antallet af ikke-vestlige

kontanthjælpsmodtagere igen at falde. Dette fald kan dels være forklaret af opbrems-

ningen i flygtningestrømmen i 2016, men også indførelsen af integrationsydelsen i sep-

tember 2015, det øgede fokus på at få indvandrere i arbejde og generelle konjunktur-

forbedringer kan have bidraget til denne udvikling. Udviklingen indikerer derfor, at

konjunkturudviklingen og udviklingen i flygtningetilstrømningen spiller en væsentlig

rolle for faldet i det samlede antal af kontanthjælpsmodtagere,

jf. figur 2.

Der er også indikationer på, at indførelsen af kontanthjælpsloftet og 225-timersreglen

har bidraget til faldet i antallet af kontanthjælpsmodtagere. Faldet i antallet af kontant-

hjælpsmodtagere med dansk baggrund tager til fra april 2016, hvor jobreform 1 trådte i

kraft. I en analyse fra Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering (2017) fremgår det

endvidere, at andelen af kontanthjælpsmodtagere, der arbejder i småjob ved siden af

kontanthjælpen, er steget fra 4 pct. i juli 2016 til over 11 pct. i december 2016 blandt

personer, der var berørt af 225-timersreglen i oktober 2016.

For personer, som både

Sæsonkorrigeret.

Udviklingen i antallet af ikke-vestlige kontanthjælpsmodtagere skal især ses i sammenhæng med udviklin-

gen i antallet af asylansøgere, idet flygtninge, der får opholdstilladelse, vil starte på kontanthjælp. Den store

tilgang af flygtninge i 2014 og 2015 kan således bidrage til at forklare den fortsatte stigning i antallet af ikke-

vestlige kontanthjælpsmodtagere efter 2013, ligesom opbremsningen i antallet af flygtninge kan bidrage til at

forklare faldet siden marts 2016.

http://star.dk/da/Viden-og-analyse/Analyser/Analyse_af_ordinaere_timer_blandt_beroerte.aspx

Side 6 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

er berørt af 225-timersreglen og kontanthjælpsloftet, er tendensen en smule stærkere.

Her er andelen, som har ordinær beskæftigelse ved siden af kontanthjælpen, steget fra 3

til 11 pct. i løbet af 2016. Personer, som kun er berørt af kontanthjælpsloftet, oplever en

lille stigning i antallet af småjob, men på samme niveau som personer, som hverken

berøres af loftet eller 225-timersreglen. Det tyder enten på, at 225-timersreglen har

givet anledning til den største adfærdspåvirkning, eller at de personer, som undtages

fra 225-timersreglen, men rammes af loftet, er en mere udsat gruppe. Udviklingen dri-

ves af en markant stigning i løbet af andet halvår 2016. Bemærk, at analysen fra Styrel-

sen for Arbejdsmarked og Rekruttering alene ser på udviklingen i ordinære timer for

personer, som fortsat modtager kontanthjælp. I indeværende analyse estimeres alene

afgangen fra kontanthjælpssystemet til ordinær beskæftigelse.

Danmarks Statistik (2017)

har også undersøgt, hvordan ordinær beskæftigelse æn-

drer sig efter indførelsen af Jobreformens fase 1. Danmarks Statistik fokuserer dog pri-

mært på ikke-vestlige indvandrere på kontanthjælp. Analysen finder, at ikke-vestlige

indvandrere i kontanthjælpssystemet (indbefatter også uddannelseshjælp og integrati-

onsydelse), oplever en større stigning i andelen, der overgår helt eller delvist til beskæf-

tigelse, end kontanthjælpsmodtagere med dansk herkomst

. Udviklingen finder sted i

samme periode, som 225-timersreglen og kontanthjælpsloftet blev indført. Men da in-

tegrationsydelsen også blev indført og udvidet i denne periode, og jo netop er relevant

for den målgruppe, de kigger på, kan den deskriptive udvikling ikke oversættes til at

være en effekt af Jobreformens fase 1.

Begge deskriptive analyser kan dog sammenholdt med figur 1 og figur 2 tolkes som

indikationer på, at udviklingen ændres markant omkring indførelsen af Jobreform fase

1 (hvor integrationsydelsen dog også indføres og udvides). Resultaterne fra Danmarks

Statistik (2017) peger på, at tendensen er større for personer, som har boet i Danmark i

mindre end syv ud af de seneste otte år. Denne gruppe frasorteres i indeværende analy-

se,

jf. afsnit 5.

4. Tidligere effektanalyser af ydelsesnedsættelser af kontant-

hjælp

I litteraturen findes stor viden om, hvordan ændringer i ydelsesniveauet og ydelsespe-

rioden påvirker afgangen fra ledighed, når man ser bredt på gruppen af ledige. Der er

generelt stærk evidens for, at niveauet for ledighedsydelsen påvirker beskæftigelsen for

forsikrede ledige negativt, så et højere niveau medfører længere ledighedsforløb. Da

ikke-forsikrede ledige ofte er mere udsatte borgere, som generelt har mindre mulighed

for at reagere på økonomiske incitamenter, kan det betyde, at de samme effekter ikke i

samme omfang vil gøre sig gældende for denne gruppe.

Der findes en større mængde litteratur om de økonomiske incitamenter for forsikrede

ledige, hvilket i dansk kontekst er dagpengemodtagere, end for ikke-forsikrede ledige,

som undersøges i denne analyse. På den baggrund har Simonsen og Skipper (2017)

sammenfattet den danske og internationale empiriske viden om økonomiske incitamen-

ter for ikke-forsikrede ledige. Reviewet gennemgår i alt otte danske studier og 11 uden-

landske, som analyserer effekter af ændringer i ydelsesniveau og varighed på afgang fra

http://www.dst.dk/Site/Dst/Udgivelser/nyt/GetAnalyse.aspx?cid=28917

Resultatet gælder både, når der ses på andelen, der overgår til beskæftigelse og

samtidigt

modtager kon-

tanthjælp, og på andelen, som overgår til beskæftigelse

uden

samtidigt at modtage kontanthjælp mv.

Side 7 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

ydelsen. Alle danske studier beskæftiger sig med de to samme befolkningsgrupper:

flygtninge og unge. Det vil sige to grupper, som ikke indgår i indeværende analyse,

jf.

afsnit 5.

Derfor kan eventuelle effekter i indeværende analyse se anderledes ud, idet

målgrupperne per definition er afgrænset anderledes.

To danske analyser, Rosholm og Vejlin (2010) og Andersen et al. (2012), er begge ef-

fektevalueringer af halveringen af kontanthjælpssatsen for nyankomne flygtninge

(starthjælpen) på overgang til beskæftigelse, og her finder begge rapporter signifikant

positive effekter.

Yderligere to danske studier, Toomet (2005) og Jonassen (2013), har analyseret be-

skæftigelseseffekten af den stigning på omtrent 70 pct., det sker i kontanthjælpen, når

en person uden forsørgerpligt fylder 25 år. Begge studier finder signifikant negative

effekter.

To internationale studier, Bargain & Doorley (2011) og Lemieux & Milligang (2008), på

hhv. canadiske og franske data, undersøger også effekten af, at unge, der fylder hhv. 25

og 30 år, får adgang til kontanthjælpen, eller at ydelsesniveauet stiger betragteligt. Beg-

ge studier finder også negative effekter på beskæftigelsen.

Tre danske studier fokuserer på effekterne af den ydelsesreduktion, som 25- til 29-årige

kontanthjælpsmodtager blev mødt med i forbindelse med kontanthjælpereformen fra

2014. Alle tre studier finder positive effekter på afgangsraten til beskæftigelse og ud-

dannelse. Beskæftigelsesministeriet (2014) og De Økonomiske Råd Sekretariat, DØRS,

(2015) undersøger effekterne i et difference-in-difference set-up, mens det tredje stu-

die, Beskæftigelsesministeriet (2016), analyserer reformens konsekvenser på afgangs-

raten til beskæftigelse i en varighedsmodel på samme måde som i indeværende analyse.

Udover de studier, som indgår i reviewet, undersøger også Jensen, Rosholm og Svarer

(2003) korttidseffekten af et dansk ungdomsarbejdsløshedsprogram rettet mod kort-

uddannede unge i midten af 1990’erne på afgangen til beskæftigelse og uddannelse. Her

blev ydelsen for målgruppen nedsat med 50 pct. Studiet finder en signifikant højere

afgang til uddannelse for deltagerne kort efter indmeldelse i programmet, som dog ikke

fortsætter efter afslutning af programmet.

Simonsen og Skipper (2017) gennemgår også et enkelt dansk studie, Diop-Christensen

(2015), som undersøger introduktionen af 300-timersreglen i 2006 for kontanthjælps-

modtagere. 300-timersreglen betød, at gifte langtidsledige kontanthjælpsmodtagere

skulle være i ordinær (ikke støttet) beskæftigelse i mindst 300 timer over en toårig

periode for at kunne fortsætte på kontanthjælp. På den måde adskiller analysen sig fra

de forudgående, da der ikke her analyseres en effekt af ændringer i ydelsesniveau eller

varighed, men derimod at der stilles krav til den enkelte borger for i det hele taget at

kunne modtage ydelsen. Studiet finder, at 300-timersreglen førte til mere beskæftigelse,

men også at flere blev flyttet fra kontanthjælp til andre typer af overførsler. Herudover

var målgruppen i studiet begrænset til kvinder med anden etnisk herkomst end dansk,

ligesom metoden adskiller sig fra de øvrige præsenterede artikler.

Effekten af en ydelsesændring kan sættes i relation til effekterne af at forkorte varighe-

den af ledighedsydelsen, fordi det kan betragtes som en relativ stor ydelsesændring. De

internationale studier i reviewet omhandler primært reduktion i den maksimale varig-

hed. Her findes der stærk evidens for, at en varighedsbegrænsning øger beskæftigelses-

Side 8 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

omfanget blandt kontanthjælpsmodtagerne i USA, særligt for mødre med små børn. Det

er dog her vigtigt at holde sig for øje, at det amerikanske velfærdssystem og arbejds-

markedsydelser adskiller sig markant fra det danske system.

Samlet set konkluderer Simonsen og Skipper (2017), at der er moderat evidens for en

statistisk signifikant sammenhæng mellem en ydelsesreduktion og afgang fra ydelsen

for unge ikke-forsikrede ledige, mens studierne for flygtninge kun kan tolkes som indi-

kation på en signifikant sammenhæng, idet kun to studier omfatter denne målgruppe.

5. Datagrundlag og population

Registerdata

Til at analysere effekterne af Jobreformens fase 1 benyttes registerdata fra Beskæftigel-

sesministeriets forløbsdatabase DREAM, som omfatter samtlige personer, der har mod-

taget offentlige overførselsindkomster siden midten af 1991. Registeret indeholder

ugentlige ydelsesoplysninger, som angiver, om en person har modtaget kontanthjælp,

SU, dagpenge, sygedagpenge mv. samt basale baggrundskarakteristika som køn og al-

der. Herfra kan varigheden af kontanthjælpsforløb optælles. Siden 2008 indeholder

DREAM også registrering af beskæftigelse og branchetilknytning pr. måned baseret på

E-indkomst. Der er derfor efter 2008 bedre muligheder for at identificere, om personer

efter endt kontanthjælpsforløb overgår til beskæftigelse, uddannelse, selvforsørgelse

eller andre ydelser.

Foruden DREAM benyttes en række andre registre fra Danmarks Statistik til at tage

højde for observerbare baggrundskarakteristika. Af personkarakteristika medtages

oplysninger om køn, alder, civilstatus, forsørgerstatus, etnisk herkomst, fuldført uddan-

nelse, lønniveau, geografi, visitationskategori, og om man har deltaget i aktivering. Løn-

data opdateres mere sjældent end de resterende registre, og derfor måles løn for kon-

tanthjælpsforløb i 2016 og 2017 som lønindkomsten fra tidligere beskæftigelse fra

2015.

Tilknytning til arbejdsmarkedet indgår også i kontrolsættet og rummer en række vari-

able, som afdækker, i hvor høj grad personen for hvert forløb har modtaget kontant-

hjælp, andre offentlige ydelser og skift mellem uddannelse og offentlig forsørgelse. Dis-

se variable er målt, når kontanthjælpsforløbet starter.

Ovenstående variable er person/forløbsspecifikke. Udover dem er der konstrueret en

række tidsvarierende makrovariable, som måler hhv. ledighedsprocent og arbejdsmar-

kedstæthed (uddybes senere) på forskellige geografiske afgrænsninger.

Populationsafgrænsning

Der medtages kontanthjælpsforløb, som påbegyndes i observationsperioden fra januar

2012 til og med marts 2017. Derved ses der bort fra forløb, som er påbegyndt inden

2012. Analysen afgrænses til marts 2017 for at undgå, at effekter af den nye jobpræmie,

som blev indført fra april 2017, påvirker analysens resultater. Alle kontanthjælpsmod-

tagere medtages, dvs. både aktivitetsparate og jobparate.

Kravet for at påbegynde et kontanthjælpsforløb er, at personen i de foregående syv uger

ikke har modtaget nogen former for kontanthjælpsydelse. Den samme person kan have

flere ledighedsforløb i perioden, hvis personen opfylder kravene for at starte et nyt

Side 9 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

forløb. I estimationerne ses hvert kontanthjælpsforløb for sig, og der skelnes således

ikke mellem, om det er samme person, der har flere forløb. Når flere forløb per person

medtages, er det med til at give et mere retvisende billede af dynamikkerne i kontant-

hjælpssystemet, hvor personer, som hyppigt træder ind og ud af kontanthjælpssyste-

met, vil indgå med hele deres ledighedshistorik snarere end blot det første ledigheds-

forløb.

Personer, der er på kontanthjælp ved reformtidspunktet, fortsætter deres ledighedsfor-

løb på kontanthjælp, men på et reduceret ydelsesniveau hvis de ikke ændrer adfærd,

hvis de bliver berørt af kontanthjælpsloftet og/eller 225-timersreglen,

jf. afsnit 2.

Populationsudvælgelse

Der ses i analysepopulationen bort fra forløb for personer, som ikke har været i Dan-

mark i syv af de seneste otte år. Denne gruppe er blevet frasorteret, fordi det ikke er

muligt at adskille effekten af Jobreformens fase 1 fra effekten af indførelsen af integrati-

onsydelsen

med det anvendte analysedesign.

Der ses i analysen også bort fra forløb for personer under 30 år. Personer under 30 år er

i målgruppen for at blive omfattet af kontanthjælpsreformen fra 2014, som bl.a. indebar

indførelsen af uddannelseshjælp. Og ligesom med indførelsen af integrationsydelsen er

det ikke muligt at adskille effekten af Jobreformens fase 1 fra effekten af kontanthjælps-

reformen.

Endelig ses der bort fra samlevende og personer med ukendt civilstatus, da disse kan

være omfattet af ændringen i reglerne om gensidig forsørgerpligt, som kontanthjælps-

reformen fra 2014

bragte med sig. Effekten af ændringerne for gensidig forsørgerpligt

er ikke mulig at adskille fra effekten af Jobreform fase 1 for samlevende.

Analysepopulationen er afgrænset ved starttidspunktet til kontanthjælpsforløbet. Såle-

des eksluderes forløb, hvor personen på det givne starttidspunkt for kontanthjælpsfor-

løbet er under 30 år gammel, mens forløb, som starter, efter at personen er fyldt 30,

medtages i analysen. Det gælder også for personer, som ikke opfylder opholdskravet, og

for samlevende.

Denne afgrænsning af populationen fører til 124.556 kontanthjælpsforløb fordelt på

92.700 personer i perioden fra 2012 til 2017,

jf. tabel 1.

Dette udgør omtrent 32 pct. af

alle kontanthjælpsmodtagere, der påbegynder et kontanthjælpsforløb i perioden fra

januar 2012 til marts 2017.

Tabel 1. Populationsudvælgelse

Integrationsydelsen blev indført i september 2015 gældende for

nytilkomne

udlændinge. I juli 2016 blev

integrationsydelsen udvidet til også at omfatte personer i kontanthjælpssystemet, som har opholdt sig i Dan-

mark i mindre end syv ud af de seneste otte år.

Folk, der lever sammen i et ægteskabslignende forhold, er som noget nyt ikke berettiget til kontanthjælp,

hvis partneren tjener over et vist beløb eller har formue. Hidtil har kun gifte været omfattet af dette krav. Det

nye krav gælder dog kun, hvis begge parter er over 25 år.

Side 10 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Forløb

Alle

Forløb i analysen

Antal forløb der fjernes ved udvælgelsen:

Personer som ikke har været i landet i 7 ud af 8 år

Samlevende

Personer under 30 år

35.124

85.429

247.045

422.056

124.556

Anm: Tabellen viser størrelsen på hver delgruppe. Fordi nogle kontanthjælpsforløb både vil være karakteriseret ved

personer som opfylder flere af kravene, summer de tre grupper ikke til forskellen mellem den store population af kon-

tanthjælpsmodtagere (422.056) og dem, som medtages i analysen (124.556).

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registerdata fra Danmarks Statistik.

Personer, hvis forløb ikke indgår i analysepopulationen jf. ovenstående udvælgelse, kan

godt være berørt af Jobreformens fase 1. Derfor kan analysens resultater ikke nødven-

digvis fortolkes som en samlet effekt for alle kontanthjælpsmodtagere. Det er derimod

alene en effekt for den valgte analysepopulation. Analysens resultater kan ikke umid-

delbart overføres til andre grupper, herunder samlevende, unge og nydanskere.

Afgange fra kontanthjælp

Afslutning af et forløb er defineret ved, at personen i de efterfølgende syv uger ikke er

registreret som kontanthjælpsmodtager. I analysen ser man på afgang til enten beskæf-

tigelse eller uddannelse. Af andre muligheder kan personer afgå til

selvforsørgelse

eller

andre ydelser

som fx sygedagpenge og førtidspension. Afslutningsstadiet bestemmes af

det stadie, hvor personen har været flest uger ud af de syv uger efter afgang fra kon-

tanthjælp. Hvis der er stadier med samme antal uger, prioriteres de i rækkefølgen: be-

skæftigelse og uddannelse, selvforsørgelse samt anden ydelse. Et forløb defineres som

afsluttet til beskæftigelse, hvis der i mindst én af de efterfølgende to måneder er regi-

streret en lønindkomst, og personen ikke samtidigt modtager en offentlig ydelse og ikke

har gjort det i minimum fire uger

. Et forløb defineres som afsluttet til uddannelse, hvis

personen i størstedelen af de efterfølgende syv uger modtager SU eller er registreret

som voksenlærling. Forløbet afsluttes til selvforsørgelse hvis personen i størstedelen af

tiden ikke har modtaget en offentlig ydelse og ikke har modtaget en lønindkomst i mi-

nimum én af de efterfølgende to måneder

. Afgangsstadiet

andre ydelser

er defineret

som en restgruppe, hvis man afslutter et kontanthjælpsforløb og herefter hverken tilgår

beskæftigelse, selvforsørgelse eller uddannelse. Derudover vil der være en række for-

løb, hvor personen fortsat modtager kontanthjælp og dermed ikke er afsluttet inden

marts 2017. Disse forløb

højrecensureres.

Alle forløb, der bliver højrecensureret, medta-

ges i analysen, fordi de bidrager med information op til selve censureringstidspunktet.

Intentionen med reformen er at øge den økonomiske forskel mellem at modtage kon-

tanthjælp og beskæftigelse og at få flere i job. Udfaldsvariablen i analysen er defineret

som afgang fra kontanthjælp til ordinær beskæftigelse eller uddannelse. Afgang særskilt

til uddannelse udgør 13 pct. af den samlede afgang til uddannelse og beskæftigelse.

Personer, som modtager feriedagpenge og opfylder de øvrige krav, defineres også som beskæftigede.

Personer, som modtager feriedagpenge og ikke opfylder de øvrige krav for beskæftigelse, defineres som

selvforsørgende.

Side 11 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Knap 69 pct. af forløbene når at afslutte inden marts 2017,

jf. tabel 2.

Blandt disse forløb

fortsætter 39 pct. i enten beskæftigelse eller uddannelse, 16 pct. afgår til selvforsørgel-

se, og de sidste 14 pct. afgår til andre ydelser. De resterende 31 pct. forløb højrecensu-

reres, da de ikke når at afslutte forløbet i observationsperioden.

Tabel 2. Afgangstilstande og gennemsnitlig varighed af forløb

Hele populationen

Antal

Individer i alt

Forløb i alt

Afgået til beskæftigelse eller uddannelse

Afgået til selvforsørgelse

Afgået til andet

Højrecensureret (ikke afgået ved analysens udløb)

Forløb per person

92.700

124.556

48.193

19.614

17.603

39.146

1,34

pct.

100

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registerdata fra Danmarks Statistik.

Hver person i populationen har i gennemsnit 1,34 kontanthjælpsforløb. Fra januar 2012

til marts 2017 afgår der i gennemsnit ca. 3 pct. fra kontanthjælp på en måned i analyse-

populationen. Det vurderes at være en forholdsvis lille andel og siger noget om, at stu-

diet fokuserer på en gruppe mennesker, som har en relativ lav mobilitet ud af forsørgel-

sessystemet. Til sammenligning afgår 10 pct. af dagpengemodtagerne, defineret ud fra

samme kriterier, i gennemsnit hver måned.

Der er en svagt faldende tendens i antallet af påbegyndte kontanthjælpsforløb for ana-

lysepopulationen over perioden 2012 og 2016,

jf. tabel 3.

Tabel 3. Afgangsstadier. Fordelt på tilgangsårgange (pct.)

Kohorte-

størrelse

2012

2013

2014

2015

2016

2017*

24.103

27.236

23.853

22.320

22.670

4.374

Beskæftigelse

eller uddannelse

Selvfor-

sørgelse Restgruppe

Højrecen-

sureret

Total

100

Total

124.556

Anm: * For 2017 kan man kun tilgå kontanthjælp frem til marts.

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registerdata fra Danmarks Statistik.

Sammensætningen af kohorterne, som starter i de enkelte måneder, er ikke nødvendig-

vis sammenlignelige på tværs af reformtidspunktet. Af tabel 3 fremgik det, at der umid-

delbart er færre, der tilgår kontanthjælpssystemet i 2014-2016, sammenlignet med

Side 12 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

2012 og 2013. At kohorterne ikke er sammenlignelige skyldes dels, at konjunktursitua-

tionen forbedres i perioden, så de personer, som tilgår kontanthjælpssystemet i analy-

sens senere år, er mere udsatte, fordi de trods forbedrede muligheder for at finde et job,

påbegynder et kontanthjælpsforløb.

Den anvendte varighedsmodel vil netop kontrollere for disse mulige forskelle i sam-

mensætningen af kontanthjælpsmodtagere,

jf. afsnit 7.

Herudover er det et hovedele-

ment i estimationsmetoden, at man sammenholder forløb med samme ledighedslængde

før og efter reformtidspunktet,

jf. afsnit 6.

6. Identifikation

Til at identificere effekten af Jobreformens fase 1 tages der udgangspunkt i samme iden-

tifikationsstrategi som i

Berg et. al (2015).

Reformeffekten evalueres for kohorter af kontanthjælpsforløb, der i løbet af kontant-

hjælpsforløbet rammer kalendertidspunkt τ* og frem. Det er derved muligt at udnytte,

at kohorter, som påbegyndte kontanthjælpsforløb på forskellige tidspunkter, vil blive

berørt af reformen på forskellige tidspunkter i deres kontanthjælpsforløb. Det betyder,

at der er et en-til-en forhold mellem inflow til kontanthjælp og den varighed, hvor re-

formen træder ind.

Fx vil en person, som har påbegyndt et kontanthjælpsforløb i januar 2016, opleve at

blive berørt af reformens ydelsesændringer efter ni måneder, mens en person, der på-

begynder sit kontanthjælpsforløb i januar 2015, først vil blive berørt af reformens ydel-

sesændringer efter 21 måneder. Dette giver anledning til eksogen variation på tværs af

ancienniteten, som er afgørende for identifikationen af en kausal effekt af Jobreform

fase 1. I forbindelse med estimationen tages højde for forskelle i ancienniteten,

jf. afsnit

Den eksogene variation er forsøgt illustreret i figur 3. Hver linje indikerer en kohorte af

kontanthjælpsmodtagere, der er påbegyndt kontanthjælpsforløbet på det respektive

kalendertidspunkt, som er angivet på x-aksen, hvorfra linjen begynder. Y-aksen illustre-

rer, hvor længe kontanthjælpsforløbet har varet, før personerne bliver berørt af de

kalendertidspunkter, som fremgår af x-aksen. Hver linje illustrerer herved en kohorte af

kontanthjælpsforløb, som har påbegyndt kontanthjælpsforløbet på samme kalender-

tidspunkt. De enkelte kohorter vil opleve en ydelsesændring som følge af 225-timers-

reglen og/eller kontanthjælpsloftet i den del af forløbet, som er krydset forbi kalender-

tidspunktet 1. oktober 2016. Denne del af forløbene er markeret med rødt i figuren. Da

reformen allerede træder i kraft fra 1. april 2016, er der en periode op til ydelsesæn-

dringen, hvor kontanthjælpsmodtagerne kan reagere på Jobreform fase 1. Denne del af

forløbene er markeret med gråt for de forskellige kohorter. Den blå del af kontant-

hjælpsforløbene angiver, at forløbene endnu ikke er påvirket af reformen.

Figur 3. Igangværende ledighedsforløb på reformtidspunktet

Side 13 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Varighed i mdr.

Del af forløb før 1. april 2016

Del af forløb mellem 1. april 2016 og 1. oktober 2016

Del af forløb efter 1. oktober 2016

Kilde: Egne beregninger

Figuren illustrerer kontanthjælpsforløb, der påbegyndes fra januar 2015 og til marts

2017, da de ligger tættest på Jobreform fase 1 i 2016. For kohorter af kontanthjælpsfor-

løb, som er påbegyndt før 2015, var der en længere periode, før de påvirkes af Jobre-

form fase 1, og derfor vil en større del af forløbet ligge i det blå område.

De enkelte kohorter rammes således af reformen på forskellige tidspunkter i deres le-

dighedsforløb, og denne variation giver mulighed for at evaluere effekten af at blive

ramt på forskellige tidspunkter. Ideen er, at man kan sammenligne personer, der på et

givent tidspunkt i deres kontanthjælpsforløb er berørt af Jobreform fase 1 med perso-

ner, som har været på kontanthjælp tilsvarende længe, men som på grund af et tidligere

inflow-tidspunkt ikke er berørt af reformen.

I dette set-up er indsats- og kontrolgruppen derfor ikke givet på forhånd. Alle forløb,

som slutter før 1. oktober, er som udgangspunkt upåvirkede af ydelsesændringen af

reformen og dermed en del af ’kontrolgruppen’, mens forløb, der er påbegyndt efter 1.

oktober 2016, alene vil indgå i ’indsatsgruppen’. Forløb, som går henover reformtids-

punktet, vil indgå som en del af ’kontrolgruppen’ frem til reformtidspunktet, og som en

del af ’indsatsgruppen’ efter reformtidspunktet.

Da personerne, som rammes af reformen, sammenlignes med en kontrolgruppe, som

har været på kontanthjælp tilsvarende længde, sikres det, at sammensætningen af uob-

serverbare faktorer er mere sammenlignelige. Det giver samtidig mulighed for at adskil-

le reform- og tidseffekter.

Side 14 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

7. Analysedesign

Der benyttes en varighedsmodel til at undersøge, om kontanthjælpsmodtagere, der

berøres af Jobformens fase 1 og dermed af en ydelsesnedsættelse, i højere grad afgår til

beskæftigelse eller uddannelse, end hvis de ikke var berørt af reformen.

Med en varighedsmodel er det muligt at estimere effekterne af reformen, som indtræf-

fer på forskellige varighedsanciennitetstrin i de enkelte forløb. Samtidig kan modellen

korrigere for forskelle i personlige karakteristika, sæson og konjunkturforhold, der kan

være blandt ledige, der er påbegyndt kontanthjælpsforløb på forskellige kalendertids-

punkter.

Analysen estimerer effekten af de løbende kalendermåneder over hele observationspe-

rioden fra 2012 til marts 2017,

jf. afsnit 5.

Kalendereffekten er estimeret gennem en

dummyvariabel, som tager værdien én, når de pågældende forløb rammer kalender-

tidspunktet. Kalendertidspunkter efter april 2016 betragtes som reformeffekterne. Der

er i alt 62 måneder henover observationsperioden fra 2012 til marts 2017, som hver

især kan have en særskilt effekt på afgangen til beskæftigelse eller uddannelse.

Kalendereffekten kan som udgangspunkt påvirke afgangen til beskæftigelse og uddan-

nelse gennem fx sæsonudsving, konjunkturcyklus eller reformeffekter. For at isolere

den rene reformeffekt estimeres der en effekt for den månedsvise sæsonvariation, som

gør sig gældende på tværs af alle år. Konjunkturindikatorer estimeres for at tage højde

for konjunkturmæssige forskelle, som kan have betydning for afgangen til beskæftigelse

og uddannelse over den observerede periode. På den måde sigter analysen efter at iso-

lere reformeffekten i de estimerede parametre for de løbende måneder.

Da reformen rammer kontanthjælpsforløbene ved forskellige varigheder, vil de estime-

rede reformeffekter være et gennemsnit over den anciennitetsfordeling, der gør sig

gældende i de løbende måneder. Ideen med analysedesignet er, at effekten af de løben-

de måneder i teorien skal være nul i alle måneder op til, at reformen træder i kraft. Hvis

reformen får flere kontanthjælpsmodtagere i beskæftigelse eller uddannelse, så vil pa-

rameterestimaterne være signifikant positive for de løbende måneder, efter reformen

træder i kraft 1. oktober 2016. Er parameterestimaterne signifikant positive i perioden

umiddelbart før ydelsesændringen ved reformen, vil man ofte tolke dette som en moti-

vationseffekt. Men da kontanthjælpsmodtagerne allerede berøres af reglerne for optje-

ning af timer til at undgå 225-timersreglen fra 1. april 2016, vil eventuelle løbende ka-

lendereffekter i perioden fra april til oktober også være en form for reformeffekt. Det

skyldes, at beskæftigelse i perioden påvirker 225-timersreglen fra 1. oktober direkte.

Den økonometriske tilgang samt metode til beregning af gennemsnitlige afgangskurver

er beskrevet i bilag 1.

8. Deskriptiv statistik og forklarende variable

Som tidligere nævnt er det nødvendigt at tage højde for, at sammensætningen af perso-

nerne i de påbegyndte kontanthjælpsforløb kan variere. Eksempelvis kan man forestille

sig, at personkarakteristika som uddannelse, tilknytning til arbejdsmarkedet, alder,

herkomst og om man er forsørger, har betydning for, hvordan Jobreform fase 1 vil på-

Side 15 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

virke personerne i analysen til at afgå fra kontanthjælp. Herudover kan andre faktorer

gøre sig gældende, fx konjunktursituationen og sæsonudsving.

Personkarakteristika

Der er en overvægt af mænd i populationen, som udgør 60 pct. Herudover er knap halv-

delen, 49 pct., ufaglærte, mens 30 pct. er faglærte. Omfattede og ikke-omfattede har

samme uddannelsesbaggrund og fordeler sig tilnærmelsesvis ens i de fem regioner,

ligesom mange af de andre personkarakteristika er nogenlunde ens for de to grupper,

jf.

tabel 4.

Per definition er et forløb omfattet, hvis kontanthjælpsforløbet afsluttes efter 1.

oktober 2016, mens alle forløb, som afsluttes forinden, ikke er omfattet.

Forløb, som er omfattede af reformen, har en overvægt af personer med ikke-vestlig

herkomst

, personer, som har modtaget kontanthjælp og/eller anden offentlig forsør-

gelse en større andel af tiden og i mindre grad er jobparate, sammenlignet med de for-

løb, som ikke er omfattede.

Det er i sig selv ikke et problem, at grupperne adskiller sig på væsentlige karakteristika.

Tværtimod er det med til at understøtte betydningen af at kontrollere for disse forhold,

så grupperne bliver sammenlignelige. Endvidere bekræfter det tegnene på, som disku-

teret i forrige afsnit, at de personer, som tilgår sent i observationsperioden og dermed

bliver omfattet af reformen, har en svagere arbejdsmarkedstilknytning generelt.

Tabel 4. Gennemsnitlige karakteristika opdelt på forløb, som er omfattede/ikke omfattede

af reformen

Bemærk, at der fortsat er personer tilbage i populationen med ikke-vestlig herkomst. Det er blot personer,

som har været bosiddende mindre end syv ud af de seneste otte år, som frasorteres.

Side 16 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Omfattede

Baggrundskarakteristika

Mand

Gift

Enlig

Enlig forsørger

Forsørger

Dansk

Vestlig

Ikke-vestlig

30-34 år

35-39 år

40-44 år

45-49 år

50-54 år

55 eller ældre

Ufaglært

Gymnasial uddannelse

Faglært

Videregående uddannelse

Andel af tiden, personen har modtaget offentlig

forsørgelse de seneste 8 år (ekskl. SU)

Jobparat

Konjunktur, regionalt niveau

Antal ledige stillinger delt med bruttoledigheden

(måned)

Bruttoledigheden (måned)

Antal observationer

Ikke omfattede

Alle forløb

---------------------------

Procent

----------------------

3,34

48.204

3,80

76.352

3,62

124.556

Yderligere information som indgår i analysen

Løn forud for ledighed, geografi, hvor stor en del af de seneste år, personen Ikke har været bosiddende i Danmark, hvor

stor en del af de seneste år forud for ledighedsforløbet, personen har modtaget kontanthjælp og offentlig forsørgelse,

hvor mange gange forud for ledighedsforløbet, personen har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp, aktivering og

visitering.

Anm Tabellen viser gennemsnitlige karakteristika på den valgte population. Uddybning af de resterende variable fremgår af

bilag 2.

Kilde: Egne beregninger

De personspecifikke karakteristika vil således tage højde for en række forskelle mellem

personer. Det vil dog aldrig være muligt at kontrollere for alle faktorer. I denne analyse

kunne informationer om populationens helbred være væsentligt, fordi kontanthjælps-

modtagere ofte har andre udfordringer end ledighed alene. Det har dog ikke været mu-

ligt at koble sundhedsdata til indeværende analyse.

Konjunkturforhold

Konjunktursituationen forbedrer sig væsentligt i observationsperioden mellem 2012 og

2017, hvor niveauet for bruttoledigheden falder fra i gennemsnit knap 161.000 ledige i

Side 17 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

2012 til 112.000 ledige i 2016.,

jf. figur 4.

Bruttoledighedens andel af arbejdsstyrken

udviser væsentlige sæsonudsving med top- og lavpunkter i hhv. 1. og 3. kvartal.

Den modsatte tendens gør sig gældende for antallet af åbne stillinger, som efter 2012

begynder at stige. Antallet af åbne stillinger ses ofte som en første indikator på, at øko-

nomien er i bedring, mens ledigheden kan være lidt langsommere til at tilpasse sig.

Figur 4. Konjunkturindikatorer på lands-

plan over observationsperioden

1.000 personer/stillinger

200

180

160

140

120

100

Figur 5. Arbejdsmarkedstæthed på lands-

plan over observationsperioden

pct.

0,8

0,7

0,6

0,5

0,4

0,3

0,2

0,1

0,0

1.000 p/s

200

180

160

140

120

100

pct.

0,8

0,7

0,6

0,5

0,4

0,3

0,2

0,1

0,0

Bruttoledige

Ledige stillinger

Stillinger pr. fuldtidsledig

Kilde: Danmarks Statistik: Opregnet faktisk bruttoledighed. Jobindsats: Antal opslåede stillinger på Jobnet. Egne beregninger

Både bruttoledighed og antallet af ledige stillinger har betydning for, hvor stor konkur-

rencen er på arbejdsmarkedet. Et andet godt mål for konjunktursituationen er den så-

kaldte

arbejdsmarkedstæthed,

som er en ratio mellem antal bruttoledige og antal opslå-

ede stillinger (Cahuc et al., 2014). Tætheden på arbejdsmarkedet vil falde, når ledighe-

den stiger, som følge af at det nu bliver relativt lettere at få besat en opslået stilling,

fordi der er flere ledige at vælge i mellem. Omvendt stiger tætheden på arbejdsmarke-

det, når antallet af åbne stillinger stiger. Intuitionen er, at det for et givet antal ledige

bliver relativt sværere for virksomhederne at rekruttere til en opslået stilling, når antal-

let af opslåede stillinger stiger.

I Danmark stiger tætheden fra 2012 og frem,

jf. figur 5.

Det betyder, at de ledige her vil

møde en lempet konkurrence efter de ledige stillinger. Analysen medtager i hovedmo-

dellen bruttoledighedens andel for landsdele samt arbejdsmarkedstætheden i hver

landsdel for hver måned. De to variable måler altså, hvor relativt svært eller let det er at

finde et arbejde i en given landsdel i en given måned. Dermed er det muligt at kontrolle-

re for, at konjunkturerne i dette tilfælde forbedres over perioden, og at der er forskelli-

ge niveauer i forskellige landsdele.

Forløb, som er omfattede af reformen, oplever en lavere månedlig ledighed og en højere

arbejdsmarkedstæthed, end forløb, som ikke er omfattede af reformen,

jf. tabel 4.

Det

bekræfter, at forløbene, som er omfattede af reformen, i gennemsnit oplever en forbed-

ret konjunktursituation sammenlignet med de ikke-omfattede forløb. Konjunkturernes

betydning vil blive gennemgået i det følgende afsnit.

Konjunkturindikatorerne i hovedmodellen beregnes på månedsbasis for at kontrollere

den konjunktursituation, som den ledige står over for, når de løbende kalendermåneder

estimeres som reformeffekter. Da konjunkturforholdene udvikler sig forskelligt på

tværs af landsdele, varierer konjunkturmålene også på tværs heraf.

Side 18 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Der er som følge af de væsentligt forbedrede konjunkturforhold kombineret med analy-

sedesignet afprøvet en række forskellige definitioner af konjunkturvariablene,

jf. afsnit

10.

Slutteligt medtages dummy-variable for hver kommune, såkaldte

kommune fixed effects.

På den måde tages der højde for forhold i den enkelte kommune, som kan have betyd-

ning for borgernes sandsynlighed for at afgå til uddannelse eller beskæftigelse. Det

kunne eksempelvis være jobcentreres måde at administrere og aktivere ledige på eller

andre lokale forhold.

9. Effekter af Jobreform 1

Analysen ser på de løbende kalendermåneders effekt på afgangen fra kontanthjælp til

beskæftigelse eller uddannelse. Resultatet, hvor den gennemsnitlige reformeffekt er

estimeret, viser, at der er positive effekter på afgangen fra ledighed til beskæftigelse og

uddannelse for analysens population. Med andre ord har kontanthjælpsmodtagerne i

denne analyse større sandsynlighed for at afgå til beskæftigelse eller uddannelse, end

hvis reformen ikke var blevet implementeret.

Integrationsydelsesmodtagere og unge under 30 år indgår ikke i analysen, samtidig

med at det især er disse grupper, som oplever en mindre ydelsesreduktion eller slet

ikke rammes af kontanthjælpsloftet. Resultatet er et udtryk for den gennemsnitlige

effekt for analysepopulationen.

I perioden fra februar 2012 til december 2013 og igen fra januar 2015 til juli 2016 har

effekten af de løbende måneder hverken haft systematisk positiv eller negativ effekt på

afgangen til beskæftigelse eller uddannelse for kontanthjælpsforløbene i analysen

sammenlignet med 2014,

jf. figur 6.

Det ses ved, at punktestimaterne både er negative

og positive frem til reformtidspunktet, og i de fleste tilfælde er de ikke signifikant for-

skellige fra nul. Da punktestimaterne ikke er signifikant forskellige fra nul frem til re-

formtidspunktet, indikerer det, at konjunktureffekterne er renset ud og ikke forstyrrer

reformeffekterne. Der præsenteres en række robusthedstest af dette længere nede i

afsnittet. Der er enkelte måneder, der har en effekt inden reformen, som er signifikant

forskellig fra nul,

jf. figur 6.

Der ses dog ingen systematik i disse punktestimater. Effek-

terne for de løbende måneder i 2014 fremgår af modellens intercept og indgår derfor

som reference i modellen.

Figur 6. Reformeffekten angivet som estimerede procentvise ændringer i afgangen fra

kontanthjælp til beskæftigelse eller uddannelse.

Side 19 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Pct.

-10

-20

-30

-40

April

Oktober

Pct.

-10

-20

-30

-40

Anm: Firkanter indikerer, at punktestimaterne for de procentvise ændringer er signifikant forskellige fra nul på et 5 pct.

signifikansniveau. 2014 er brugt som referenceår.

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registerdata fra Danmarks Statistik.

Fra august 2016 begynder effekten af de løbende måneder systematisk at blive signifi-

kant positive. Positive estimater skal fortolkes som en øget afgang fra kontanthjælp til

beskæftigelse eller uddannelse sammenlignet med referenceåret 2014.

Da modellen tager højde for forskelle i personkarakteristika, sæsonvariation og kon-

junkturer, vil de signifikant positive estimater efter 1. oktober 2016 være udtryk for en

reformeffekt.

De positive signifikante punkter i august og september 2016 indikerer, at kontant-

hjælpsmodtagere, allerede før ydelsesændringen træder i kraft, arbejder mere, for at

undgå ydelsesnedgang som følge af 225-timersreglen. Derved afgår de i højere grad til

ordinær beskæftigelse eller uddannelse forud for reformen.

Reformeffekterne svinger mellem en højere afgangsrate på knap 11 og 57 pct. fra kon-

tanthjælp til beskæftigelse/uddannelse,

jf. figur 6.

Den procentvise stigning i afgangsra-

terne skal ses i forhold til den underlæggende sandsynlighed for at afgå til beskæftigelse

eller uddannelse, som bliver estimeret gennem modellens baselinefunktion. Den under-

liggende sandsynlighed er faldende med tiden på kontanthjælp. Således er sandsynlig-

heden for at afgå, alene baseret på anciennitet, estimeret til at falde fra ca. 4,3 pct. første

måned til ca. 1,2 pct. efter 40 måneder,

jf. tabel 5.

Tabel 5. Estimerede underliggende sandsynlighed for at afgå til beskæftigelse eller uddan-

nelse, alene baseret på anciennitet.

Side 20 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Anciennitet

1 måned

2 måneder

3 måneder

4 måneder

5 måneder

6 måneder

7 måneder

8 måneder

9 måneder

10 måneder

11 måneder

12 måneder

13 måneder

14 måneder

15 måneder

16 måneder

Pct.

4,3*

4,2

3,9*

3,2*

2,9*

2,8*

2,5*

2,2*

1,9*

2,0*

1,8*

1,9*

1,8

Anciennitet fortsat

17 måned

18 måned

19 måned

20 måned

21 måned

22 måned

23 måned

24 måned

25 måned

26 måned

27-28 måneder

29-30 måneder

31-32 måneder

33-34 måneder

35-40 måneder

Over 40 måneder

Pct.

1,9*

1,7*

1,9*

1,8*

1,6*

1,7*

1,6*

1,5*

1,6*

1,4*

1,3*

1,4*

1,1*

1,2*

Anm: *indikerer signifikansniveau på 1 pct.

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registre.

Fx vil en stigning på 40 pct. i oktober 2016 i afgangen fra kontanthjælp svare til ca. seks

procentpoint sandsynlighed for at afgå til beskæftigelse eller uddannelse efter en må-

neds ledighed, hvor den underliggende afgangsrate er på ca. fire pct. Ligeledes vil en

stigning på ca. 40 pct. i oktober 2016 medføre en sandsynlighed på 1,6 procentpoint for

at afgå til beskæftigelse eller uddannelse for personer, der har været ledige i 40 måne-

der, og derved har en underliggende afgangssandsynlighed på ca. en pct.

Den positive kalendereffekt i perioden efter reformtidspunktet betyder, at de estimere-

de afgangsrater til beskæftigelse og uddannelse er højere ved tilstedeværelsen af re-

formen, end hvis reformen ikke var blevet implementeret. Den større afgang kan direk-

te oversættes til, at sandsynligheden for at forblive på kontanthjælp mindskes ved til-

stedeværelsen af reformen.

Fordi det ikke er muligt at udregne ydelsesreduktionerne i populationen, kan de fundne

effekter ikke omregnes til en elasticitet. Det er i stedet muligt at omsætte reformeffek-

terne til den gennemsnitlige afkortning af kontanthjælpsforløbet ved at omregne til

forskellen i den gennemsnitlige varighed med og uden reformeffekten,

jf. figur 7.

Figur 7. Gennemsnitlig afkortning af kontanthjælpsforløb pr. person

Side 21 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

1 måned

3 måneder

5 måneder

7 måneder

9 måneder

11 måneder

13 måneder

15 måneder

17 måneder

19 måneder

21 måneder

23 måneder

25 måneder

27 måneder

29 måneder

31 måneder

33 måneder

35 måneder

37 måneder

39 måneder

41 måneder

43 måneder

45 måneder

47 måneder

49 måneder

51 måneder

53 måneder

55 måneder

57 måneder

59 måneder

61 måneder

-1

-2

-3

-4

-5

Dage

-5

Dage

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registre

Analysens forløb vil i gennemsnit være forkortet med 3,4 dage grundet reformen. Før

reformen varede et gennemsnitligt kontanthjælpsforløb for analysepopulationen et år

og knap seks dage, mens det efter reformen varer et år og godt to dage.

jf. figur 7 og

bilag 3.

Resultater for baggrundskarakteristika i estimationen

Estimationen af reformeffekterne tager højde for en række observerbare baggrundska-

rakteristika. De forskellige parameterestimater påvirker kontanthjælpsmodtagerens

sandsynlighed for at afgå, som det kan forventes,

jf. tabel i bilag 4.

Således har det en

positiv effekt på afgangssandsynligheden at være faglært eller have videregående ud-

dannelse fremfor at være ufaglært, ligesom effekten på afgangssandsynligeden er stør-

re, desto højere løn personen havde forud for kontanthjælpsforløbet. Højere alder og

anden etnisk herkomst end dansk mindsker sandsynligheden for at afgå til beskæftigel-

se eller uddannelse.

De forskellige mål for tilknytning til arbejdsmarkedet, der er inkluderet i modellen, har

også betydning. Her mindsker det afgangssandsynligheden at have modtaget kontant-

hjælp eller andre offentlige ydelser en større andel af tiden – op til tre år forud for det

nystartede forløb. Omvendt forbedrer det afgangssandsynligheden at være jobparat i en

given måned frem for at være aktivitetsparat.

Afkortningen er beregnet ud fra forløb med varigheder på mellem en og 62 måneder.

Side 22 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

10. Robusthed

Dette afsnit gennemgår en række robusthedstest af de fundne resultater. Dels undersø-

ges det, om reformeffekterne er drevet af de konjunkturforbedringer, der har været

parallelt med, at reformen trådte i kraft, og dels undersøges det, om estimaterne af de

løbende måneder op til reformtidspunktet bidrager til den samlede stigning i afgangsra-

terne til beskæftigelse og uddannelse.

Placebo-test

For at undersøge om reformeffekterne er drevet af konjunkturforbedringer, foretages

præcis samme estimation, men for gruppen af dagpengemodtagere frem for kontant-

hjælpsmodtagere. Dette kaldes som regel et

placebo-test,

fordi afgangen fra dagpenge til

beskæftigelse og uddannelse ikke bør være påvirket af Jobreform fase 1, på samme

måde som kontanthjælpsmodtagere. Denne test kan derfor bruges til at tjekke, om der

er kontrolleret tilstrækkeligt for konjunkturforbedringerne i perioden. Hvis den an-

vendte model ikke får kontrolleret tilstrækkeligt for konjunkturforholdene, må det for-

ventes, at sandsynligheden for at afgå fra dagpenge til beskæftigelse stiger i takt med

konjunkturforbedringerne i perioden for analysen. Omvendt, hvis de måneds- og lands-

delsbaserede variable for ledighedsprocenten og arbejdsmarkedstætheden får kontrol-

leret tilstrækkeligt for konjunktursituationen, må det forventes, at effekten af de løben-

de måneder ikke har betydning for afgangen til beskæftigelse eller uddannelse.

Figur 8. Estimerede procentvise ændringer i afgangen til beskæftigelse eller uddannelse

for de originale resultater samt robusthedstesten for forsikrede ledige.

Pct.

-10

-20

-30

-40

feb-12

apr-12

jun-12

aug-12

okt-12

dec-12

feb-13

apr-13

jun-13

aug-13

okt-13

dec-13

feb-14

apr-14

jun-14

aug-14

okt-14

dec-14

feb-15

apr-15

jun-15

aug-15

okt-15

dec-15

feb-16

apr-16

jun-16

aug-16

okt-16

dec-16

feb-17

Placebotest dagpenge

Grundmodel

Anm: Solide firkanter indikerer, at punktestimaterne for de procentvise ændringer er signifikant forskellige fra nul på et fem

pct. signifikansniveau.

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registerdata.

Pct.

-10

-20

-30

-40

Side 23 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Igennem hele estimationsperioden skifter effekterne af de løbende kalendermåneder

mellem at have signifikant positiv og signifikant negativ påvirkning på afgangen til be-

skæftigelse eller uddannelse for de dagpengemodtagere,

jf. figur 8.

De månedlige effek-

ter er således hverken entydigt positive eller negative igennem hele observationsperio-

den. Endvidere stiger afgangsraterne ikke i perioderne fra 1. april 2016 eller 1. oktober

2016 og frem. Det indikerer, at estimationen af afgang fra kontanthjælp lykkedes med at

kontrollere for konjunkturforbedringerne, der skete i denne periode.

Andre definitioner af konjunkturindikatorer

Modellen er endvidere estimeret med en række andre definitioner af konjunkturindika-

torer for at understøtte, at der er taget tilstrækkeligt højde for konjunktursituationen.

Det ses, at estimaterne kun ændres marginalt, når man lader konjunkturforholdene

variere på kvartaler frem for måneder, når alene dagpengeledigheden anvendes i målet

for ledighedsprocenten og tætheden på arbejdsmarkedet fremfor den samlede ledighed,

samt når konjunkturforholdene varierer på regioner frem for landsdele,

jf. bilag 3.

Hvis

der derimod ikke kontrolleres for konjunkturforhold i modellen, er afgangsraterne til

beskæftigelse signifikant lavere i 2012 og 2013 end i 2014 og signifikant højere i 2015

til 2017 end i 2014,

jf. figur 9.

I modellen, hvor der ikke kontrolleres for konjunkturfor-

holdene, vil de løbende kalendermåneder altså ikke afspejle en ren reformeffekt, men

være påvirket af konjunktursituationen.

Figur 9. Estimerede procentvise ændringer i afgangen til beskæftigelse eller uddannelse

for de originale resultater samt illustration af model, hvor der ikke kontrolleres for kon-

junktursituationen.

Pct.

-20

-40

feb-12

apr-12

jun-12

aug-12

okt-12

dec-12

feb-13

apr-13

jun-13

aug-13

okt-13

dec-13

feb-14

apr-14

jun-14

aug-14

okt-14

dec-14

feb-15

apr-15

jun-15

aug-15

okt-15

dec-15

feb-16

apr-16

jun-16

aug-16

okt-16

dec-16

feb-17

Uden konjunkturer

Grundmodel

-40

Side 24 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Anm: Solide firkanter indikerer, at punktestimaterne for de procentvise ændringer er signifikant forskellige fra nul på et

fem pct. signifikansniveau.

Kilde: Egne beregninger på DREAM og andre registerdata fra Danmarks Statistik.

På baggrund af overstående robusthedstest er der således god grund til at tro, at de

måneds- og landsdelsbaserede variable for ledighedsprocenten og arbejdsmarkedstæt-

heden får kontrolleret tilstrækkeligt for konjunktursituation i observationsperioden.

Resultaterne understøtter dermed, at effekterne ikke er drevet af den forbedrede kon-

junktursituation, der var sammenfaldende med reformtidspunktet.

Alternative beregninger i fravær af reformen

En alternativ beregning af afgangsrater og overlevelseskurver i fravær af reformen la-

ves for at undersøge, om estimaterne af de løbende måneder op til reformtidspunktet

bidrager til den samlede stigning i afgangsraterne til beskæftigelse og uddannelse.

I de gennemgåede resultater er effekten i fravær af reformen (også kaldet det kontra-

faktiske scenarie) baseret på, at de løbende kalendermåneder nulstilles. Effekten af de

løbende kalendermåneder op til reformtidspunktet bør ikke påvirke afgangen til be-

skæftigelse eller uddannelse, hvis de løbende kalendermåneder skal kunne fortolkes

som reformeffekter. Derfor undersøges det, om modellen er robust overfor en alternativ

fortolkning af det kontrafaktiske scenarie, hvor kun estimaterne fra hhv. april og okto-

ber 2016 og frem nulstilles.

Figur 10. Gennemsnitlig afkortning pr. person ved alternativt kontrafaktisk scenarie

1 måned

3 måneder

5 måneder

7 måneder

9 måneder

11 måneder

13 måneder

15 måneder

17 måneder

19 måneder

21 måneder

23 måneder

25 måneder

27 måneder

29 måneder

31 måneder

33 måneder

35 måneder

37 måneder

39 måneder

41 måneder

43 måneder

45 måneder

47 måneder

49 måneder

51 måneder

53 måneder

55 måneder

57 måneder

59 måneder

61 måneder

-1

-2

-3

-4

-5

Dage

Effekt i oprindelig model

Effekt med alternativt kontrafaktisk scenarie

-5

Dage

Kilde:

Egne beregninger på DREAM og andre registerdata fra Danmarks Statistik.

Side 25 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Forskellen i den gennemsnitlige varighed med de to forskellige fortolkninger af det

kontrafaktiske scenarie er mellem 0,0 og 0,1 pct. Den lille forskel i de gennemsnitlige

varigheder gør, at kurverne ligger oveni hinanden,

jf. figur 10.

Samtidig ses det, at for-

skellen i den gennemsnitlige varighed med den alternative fortolkning af det kontrafak-

tiske scenarie ligger inde for konfidensintervallet af den oprindelige model. Det viser, at

der ikke er signifikante forskelle i måden, hvorpå det kontrafaktiske scenarie defineres.

Det understøtter, at effekterne, som er præsenteret i analysen, er drevet af reformen.

Estimation for delgrupper

Det er i analysen ikke muligt at estimere reformeffekten alene for dem, som er omfattet

af 225-timersreglen. Dels er der en del kontanthjælpsmodtagere, som undtages for 225-

timersreglen, og dels gælder den kun for personer, som ved starten af kontanthjælps-

forløbet har modtaget kontanthjælp minimum 12 ud af de seneste 36 måneder. Et for-

søg på at sikre, at en større del af populationen rammes af 225-timersreglen, er ved at

estimere reformeffekten kun for den delgruppe, som ved starten af kontanthjælpsforlø-

bet har modtaget kontanthjælp minimum 12 ud af de seneste 36 måneder. STAR (2017)

tyder på, at de største adfærdsmæssige tilpasninger sker på grund af 225-timers-reglen,

jf. afsnit 2.

Det er ikke entydigt, om den afgrænsede gruppe vil reagere anderledes end

de fundne effekter i analysen. Gruppen vil, alt andet lige, have været mere på kontant-

hjælp forud for forløbet og kan derfor betragtes som ’svagere’ end personer, som ikke

har været på kontanthjælp i minimum 12 ud af de seneste 36 måneder. Derfor kan

gruppen have sværere ved at reagere på økonomiske incitamenter. Det overordnede

billede ligner resultaterne for hele gruppen, mens afgangsraterne i nogle måneder på-

virkes kraftigere, og i nogle måneder mindre kraftigt.

Fordi kontanthjælpsmodtagere generelt er en relativt udsat gruppe, er det interessant

at undersøge, om de stærkeste i gruppen reagerer anderledes. Derfor foretages to esti-

mationer, men for de delgrupper, som har modtaget offentlig forsørgelse en mindre

andel af tiden

i hhv. de seneste fire og otte år, før de begyndte på kontanthjælpsforlø-

bet. Resultaterne viser, at disse to grupper ikke reagerer systematisk anderledes end

hele gruppen.

11. Konklusion

Analysen viser, at Jobreform fase 1 har øget afgangen til beskæftigelse og uddannelse

for kontanthjælpsmodtagere, som er over 30 år, ikke er samlevende, og som har op-

holdt sig i Danmark i de seneste syv ud af otte år. Kontanthjælpsforløbene i analysen er i

gennemsnit blevet forkortet med 3,4 dage grundet reformen. Før reformen varede et

gennemsnitligt kontanthjælpsforløb for analysens personer et år og knap seks dage,

mens det efter reformen varer et år og godt to dage.

Fra august 2016 til marts 2017 har reformen haft en positiv signifikant virkning på

afgangen fra kontanthjælp til beskæftigelse eller uddannelse. Effekten af reformen ses

således, allerede før selve ydelsesændringen træder i kraft 1. oktober. Reformeffekterne

svinger mellem en stigning i afgangsraten fra kontanthjælp til beskæftigelse eller ud-

dannelse på mellem 11 og 57 pct. fra august 2016 til marts 2017. Den procentvise stig-

ning i afgangsraterne skal ses i forhold til den underlæggende sandsynlighed for at afgå

til beskæftigelse eller uddannelse.

Konkret estimeres effekten for personer, som har modtaget offentlig forsørgelse mindre end medianen af

andelen i populationen, i hhv. fire og otte år forud for kontanthjælpsforløbet.

Side 26 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

De fundne effekter kan ikke omregnes til en elasticitet, fordi det ikke er muligt at ud-

regne ydelsesreduktionerne i populationen. Samtidig vurderes det ikke umiddelbart, at

der hidtil er lavet studier på en gruppe af kontanthjælpsmodtagere, som er sammenlig-

nelig med analysepopulationen, som punktestimaterne kan sammenholdes med.

Reformen trådte i kraft under et opsving i økonomien. Det er derfor afgørende, at re-

formeffekten isoleres fra de sammenfaldende konjunkturforbedringer. I analysen er der

udført en række robusthedstests, som understøtter, at de fundne resultater ikke er dre-

vet af generelle konjunkturforbedringer, men derimod kan tolkes som reformeffekter.

Reformeffekterne i analysen stemmer overens med, at udviklingen i andelen af kon-

tanthjælpsmodtagere, der arbejder i småjob ved siden af kontanthjælpen,

jf. Styrelsen

for Arbejdsmarked og Rekruttering (2017)

ændres betydeligt omkring indførelsen af

Jobreformens fase 1.

Side 27 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

11. Litteratur

Andersen, L. H., H. Hansen, M. L. Schultz-Nielsen & T. Tranæs (2012) “Starthjælpens

betydning for flygtninges levevilkår og beskæftigelse”, Rockwool Fondens Forsknings-

enhed, København.

Bargain, O. & K. Doorley (2011) “Caught in the trap? Welfare's disincentive and the la-

bor supply of single men",

Journal of Public Economics

95, pp. 1096-1110.

Berg, Gerard J. van den, Bozio, Antoine & Dias, Monica Costa (2015) “Policy dis-

continuity and duration outcomes”,

IFAU, working paper 2015:10.

Beskæftigelsesministeriet (2014) “Effektevaluering af ungeinitiativerne i kontant-

hjælpsreformen 2014”, Beskæftigelsesministeriet Analyseenheden.

Beskæftigelsesministeriet (2016) “Effektanalyse af kontanthjælpsreformen for unge

mellem 25-29 år”, Beskæftigselsministeriet Analyseenheden.

Cahuc, P., Carcillo, S. og Zylberg, A. (2014) “Labor economics”.

The MIT press, 583-600.

Danmarks Statistik( 2017):,”

Markant flere ikke-vestlige indvandrere på kontanthjælp

finder arbejde”,

DST Analyse.

Http://www.dst.dk/Site/Dst/Udgivelser/nyt/GetAnalyse.aspx?cid=28917

De Økonomiske Råds Sekretariat (2015), Dansk Økonomi, efterår 2015. Kapitel III:

Indkomstoverførsler med fokus på kontanthjælp.

Diop-Christensen, A. (2015): “Is ‘making work pay’ effective for the ‘unemployable’? The

impact of benefit sanctions on social assistance recipients in Denmark”,

Journal of Euro-

pean Social Policy

25(2), pp. 210-224.

Jensen, P., Rosholm, M. og M. Svarer (2003) “The response of youth unemployment to

benefits, incentives, and sanctions”, European Journal of Political Economy, vol. 19, no.

2, pp. 301-316.

Jonassen, A. B. (2013) “Regression discontinuity analyses of the disincentive effects of

in-creasing social assistance", Ph.D.-afhandling, Institut for Økonomi, Aarhus Universi-

tet.

Lemieux, T. & K. Milligan (2008): “Incentive effects of social assistance: A regression dis-

continuity approach",

Journal of Econometrics

142, pp. 807-828.

Mortensen, D. T. (1977) “Unemployment Insurance and Job Search Decisions,” Industri-

al and Labour Relations Review, Vol. 30, No. 4.

Rosholm, M. & R. Vejlin (2010): “Reducing income transfers to refugee immigrants:

Does start-help help you start”,

Labour Economics

17 (1), pp. 258-275.

Simonsen og Skipper (2016) “Økonomiske incitamenter for ikke-forsikrede ledige – en

litteraturoversigt.” Udført for Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering.

Styrelsen for Arbejdsmarked og Rekruttering (2017) ”Et halvt år med Jobreform fase 1”,

June 2017.

Toomet, O. (2005): “Does an Increase in Unemployment Income lead to Longer Unem-

ployment Spells? Evidence using Danish Unemployment Assistance Data”, Dept. of Eco-

nomics, Aarhus University, Working paper 2005-07.

Side 28 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Danmarks Statistik (DST).

Tilgængelig:

www.statistikbanken.dk

Jobindsats.

Tilgængelig:

www.jobindsats.dk

Side 29 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Bilag 1. Modelspecifikation og efterfølgende økonomiske beregninger.

Specifikationen af afgangsraten (hazardraten) i analysen er en proportional hazard-model

med stykvis konstante tidsintervaller på månedsbasis. Der anvendes en complementary log-

log specifikation (cloglog) af afgangsraten fra kontanthjælp til beskæftigelse eller uddannelse.

Cloglog er en diskret tidsmodel, der tager højde for den månedlige struktur i data.

Afgangsraten, hvormed en person afgår i beskæftigelse og uddannelse efter t ugers ledighed,

specificeres ved:

ℎ

��

= ℎ(��, ��

��

, ��

��

, ��

��

) = 1 − exp(−exp(�� + �� (�� ) + ��

��

+ ��½��

��

+ ��

��

+ ��

��

))

Hvor

er tidspunktet i ledighedsforløbet (varigheden),

��

indeholder dummy indikatorer for

løbende måneder fra februar 2012 til marts 2017. Vektoren

��

består af 51 parameterestimater

for de særskilte kalendereffekter fra februar 2012 til december 2013 og igen fra januar 2015

til marts 2017. Modellen estimerer ikke særskilte estimater for månederne i år 2014. Disse vil

indgå samlet i interceptleddet

��,

fordi modellen medtager særskilte effekter af den månedlige

sæsonvariation,

��

, der er fælles på tværs af årene.

��

er en række personkarakteristika,

herunder køn, alder, etnicitet, arbejdsmarkedshistorik, uddannelse m.m.

��

kontrollerer for

konjunkturforhold fordelt på 11 landsdele. De forklarende variable beskrives nærmere i afsnit

��(�� )

er baselinefunktionen, som opfanger den generelle tidsafhængighed i kontanthjælpsfor-

løbene, og bestemmer formen på afgangsraten. Baselinen er ens på tværs af alle forløb, mens

det antages, at forskellige personkarakteristika, sæsonvariation, konjunkturforhold og reform-

effekter forskyder hazarderne proportionalt fra baselinefunktionen.

�� (�� )

har en fleksibel spe-

cifikation med stykvis konstante intervaller, som er inddelt i månedlige intervaller de første 26

måneder, fra 27. til 40. måned modelleres baselinestykkerne som intervaller af 2 måneder.

Herefter modelleres der ét samlet baselinestykke for ancienniteter på mere end 40 måneder.

Det første baselinestykke ligger i interceptet,

��.

Faktiske og kontrafaktiske afgangsrater og kurver

Den gennemsnitlige afgangsrate beregnes på baggrund af de estimerede parameterværdier og

observerede karakteristika i populationen. Til beregning af de faktiske afgangsrater medtages

dummierne for de løbende måneder,

der er lig 1, når de pågældende forløb befinder sig i de

respektive løbende måneder. Effekten af parameter estimat

��

indgår derfor i de estimerede

afgangsrater, hvor kohorten berøres af reformen. De gennemsnitlige afgangsrater kan bereg-

nes ved et vægtet gennemsnit over de individuelt estimerede afgangsrater for hvert forløb,

hvor der vægtes med, hvor mange forløb der fortsat er på kontanthjælp,

��

og dermed i ’risi-

ko’-gruppen for at afgå til beskæftigelse eller uddannelse til tid

= ∑[1 − exp(− exp(��̂ + ��(�� ) + ��

��

+ ��½ ��

��

+ ��

��

+ ��

��

))]

̂��

��

��=1

��

ℎ

��

Når dummierne for de løbende måneder pr. konstruktion sættes lig 0, fjernes hele effekten af

den løbende kalendertid i de estimerede hazarder. For at simulere et kontrafaktisk scenarie,

hvor reformen ikke indføres, ”nulstilles” parameterestimaterne på de løbende måneder, hvil-

ket svarer til at fjerne reformeffekten. De estimerede afgangsrater uden reformeffekten kan

derfor beregnes ved følgende:

��

ℎ

��

= ∑[1 − exp(− exp(��̂ + ��(�� ) + ��½ ��

��

+ ��

��

+ ��

��

))]

̂��

��

��=1

��

Side 30 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Betingede overlevelseskurver og gennemsnitlige varigheder

Overlevelseskurverne i det faktiske og kontrafaktiske scenarie beregnes som:

∞

��

= ∏(1

��=1

��

− ℎ

��

)

∙ (1 −

��

ℎ

��

)

��

= ∏(1 − ℎ

��

) ∙ (1 − ℎ

��

) ,

��=1

�� = (��, ��)

For at finde de gennemsnitlige overlevelseskurver og efterfølgende gennemsnitlige varighe-

der, skal der korrigeres for afgange til andre tilstande end beskæftigelse/uddannelse. Derfor

��

beregnes de betingede overlevelseskurver, hvor

ℎ

��

er den empiriske afgangsrate til andre

��

afgange end beskæftigelse/uddannelse. Det bemærkes, at

ℎ

��

er ens i det faktiske og kontrafak-

tiske scenarie. I teorien skal de betingede overlevelseskurver evalueres over en uendelig tids-

horisont, mens det i praksis altid er dataperiodens længde, der sætter den øvre grænse for,

hvor langt frem i tid overlevelseskurverne kan beregnes. Pga. populationsafgrænsningen kan

hvert forløb maksimalt følges i 62 måneder, og derfor erstattes ∞ med 62 måneder i ovenstå-

ende beregninger af de betingede overlevelseskurver. Den gennemsnitlige varighed i de to

scenarier kan efterfølgende findes ved arealet under overlevelseskurverne:

�� (��

��

) = ∑

∞

��=1

��

= ∑

��=1

��

Reformeffekterne kan herefter findes som ændringen af det gennemsnitlige kontanthjælpsfor-

løb på følgende måde:

�� . ��ø�� = ��(��

��

) − ��(��

��

)

I analysen er det faktiske scenarie omtalt som

med reform,

mens det kontrafaktiske er omtalt

som

uden reform.

Side 31 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Bilag 2. Gennemsnitlige karakteristika opdelt på forløb som er omfattede/ikke omfattede

af reformen

Alle varigheder

Baggrundskarakteristika

Mand

Gift

Enlig

Enlig forsørger

Forsørger

Dansk

Vestlig

Ikke-vestlig

30-34 år

35-39 år

40-44 år

45-49 år

50-54 år

55 eller ældre

Ufaglært

Gymnasial uddannelse

Faglært

Videregående uddannelse

Lønkategori 1

Lønkategori 2

Lønkategori 3

Lønkategori 4

Personer, som bor i region 1

Personer, som bor i region 2

Personer, som bor i region 3

Personer, som bor i region 4

Dummy for, om personen ved start af kontanthjælpsforlø-

bet..

Ikke har været bosiddende i Danmark hele sidste år

Ikke har været bosiddende i Danmark de seneste hele to

år

Ikke har været bosiddende i Danmark de seneste hele tre

år

Har modtaget kontanthjælp mindre end 70 pct. af tiden

det seneste år

Har modtaget kontanthjælp mindre end 70 pct. af tiden de

seneste to år

Har modtaget kontanthjælp mindre end 70 pct. af tiden de

seneste tre år

Har modtaget kontanthjælp mere end 70 pct. af tiden det

seneste år

Har modtaget kontanthjælp mere end 70 pct. af tiden de

seneste to år

Har modtaget kontanthjælp mere end 70 pct. af tiden de

seneste tre år

Har modtaget offentlig forsørgelse mindre end 90 pct. af

Omfattede

Ikke omfattede

Alle forløb

---------------------------

Procent

----------------------

Side 32 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

tiden det seneste år

Har modtaget offentlig forsørgelse mindre end 90 pct. af

tiden de seneste to år

Har modtaget offentlig forsørgelse mindre end 90 pct. af

tiden de seneste tre år

Har modtaget offentlig forsørgelse mere end 90 pct. af

tiden det seneste år

Har modtaget offentlig forsørgelse mere end 90 pct. af

tiden de seneste to år

Har modtaget offentlig forsørgelse mere end 90 pct. af

tiden de seneste tre år

Har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp én gang

Har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp mindre

end seks gange

Har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp mere end

seks gange

Har haft ét kontanthjælpsforløb de seneste tre år

Har haft to kontanthjælpsforløb de seneste tre år

Har haft tre eller flere kontanthjælpsforløb de seneste tre

år

Deltaget i al aktivering

Aktivering seneste 13 uger

Jobparat

Andel af tiden, personen har modtaget offentlig forsørgel-

se de seneste fire år

Andel af tiden, personen har modtaget offentlig forsørgel-

se de seneste otte år

Dummy=1 hvis personen har modtaget kontanthjælp et ud

af de seneste tre år.

Konjunktur, regionalt niveau

Antal ledige stillinger delt med bruttoledigheden (måned)

Bruttoledigheden (måned)

Antal observationer

3,34

48.204

3,80

76.352

3,62

124.556

Anm: Tabellen viser gennemsnitlige karakteristika på den valgte population jf. afsnit 7.

Kilde: Egne beregninger.

Side 33 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Bilag 3. Gennemsnitlig afkortning pr. person ved forskellige konjunkturindikatorer

1 måned

3 måneder

5 måneder

7 måneder

9 måneder

11 måneder

13 måneder

15 måneder

17 måneder

19 måneder

21 måneder

23 måneder

25 måneder

27 måneder

29 måneder

31 måneder

33 måneder

35 måneder

37 måneder

39 måneder

41 måneder

43 måneder

45 måneder

47 måneder

49 måneder

51 måneder

53 måneder

55 måneder

57 måneder

59 måneder

61 måneder

-1

-2

-3

-4

-5

Hovedmodel

-5

Dage

Anm: Konjunkturindikatorerne i hovedmodellen er dannet på baggrund af bruttoledigheden, varierer på månedsbasis og

er opdelt på landsdel. I model 2 dannes de ligeledes på baggrund af bruttoledigheden og opdeles på landsdel, mens de

varierer på kvartaler. Model 3 svarer til hovedmodellen med undtagelse af, at der ikke ses på bruttoledighed, men alene

dagpengeledighed. Model 4 adskiller sig fra hovedmodellen ved at variere på beskæftigelsesregioner frem for landsdele.

Kilde: Egne beregninger.

Side 34 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Bilag 4. Estimationer

Estimat

Reformeffekt

feb-12

mar-12

apr-12

maj-12

jun-12

jul-12

aug-12

sep-12

okt-12

nov-12

dec-12

jan-13

feb-13

mar-13

apr-13

maj-13

jun-13

jul-13

aug-13

sep-13

okt-13

nov-13

dec-13

jan-15

feb-15

mar-15

apr-15

maj-15

jun-15

jul-15

aug-15

sep-15

okt-15

nov-15

dec-15

jan-16

-0.055

0.026

0.067

-0.020

-0.086

-0.318

0.088

0.005

-0.044

-0.060

-0.061

0.012

0.039

-0.045

-0.030

0.031

0.026

-0.250

0.049

-0.009

0.018

-0.126

0.119

-0.041

0.006

0.072

0.002

-0.069

0.013

-0.023

0.035

-0.017

-0.043

-0.071

0.222

0.008

0.59

0.74

0.33

0.78

0.21

0.00

0.12

0.94

0.51

0.38

0.43

0.84

0.51

0.42

0.59

0.56

0.62

0.00

0.30

0.86

0.74

0.03

0.06

0.46

0.91

0.14

0.96

0.16

0.79

0.60

0.43

0.71

0.42

0.19

0.00

0.89

p-værdi

Side 35 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

feb-16

mar-16

apr-16

maj-16

jun-16

jul-16

aug-16

sep-16

okt-16

nov-16

dec-16

jan-17

feb-17

mar-17

Konjunktur, landsdele

Antal ledige stillinger delt med ledigheden (måned)

Bruttoledighed (måned)

Baggrundskarakteristika

Mand

Gift

Forsørger

Vestlig indvandrer eller efterkommer

35-39 år

40-44 år

45-49 år

50-54 år

55 eller ældre

Gymnasial uddannelse

Faglært

Videregående uddannelse

Løn, t-1, 1-50.000 kr.

Løn, t-1, 50.000 - 100.000 kr.

Løn, t-1, 100.000-150.000 kr.

Dummy for, om personen ved start af kontanthjælpsforløbet..

Ikke har været bosiddende i Danmark hele sidste år

Ikke har været bosiddende i Danmark de seneste hele to år

Ikke har været bosiddende i Danmark de seneste hele tre år

Har modtaget kontanthjælp mindre end 70 pct. af tiden det

seneste år

0.100

-0.096

0.041

0.020

0.048

-0.015

0.102

0.202

0.334

0.123

0.453

0.206

0.223

0.133

0.07

0.42

0.70

0.36

0.74

0.03

0.00

0.02

0.00

0.01

0.399

-0.116

0.03

0.00

0.142

0.209

0.125

-0.061

-0.220

-0.101

-0.196

-0.259

-0.377

-0.614

0.064

0.104

0.134

0.511

0.747

0.833

0.00

0.195

-0.027

0.276

-0.042

0.00

0.63

0.00

0.02

Side 36 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Har modtaget kontanthjælp mindre end 70 pct. af tiden de

seneste to år

Har modtaget kontanthjælp mindre end 70 pct. af tiden de

seneste tre år

Har modtaget kontanthjælp mere end 70 pct. af tiden det

seneste år

Har modtaget kontanthjælp mere end 70 pct. af tiden de sene-

ste to år

Har modtaget kontanthjælp mere end 70 pct. af tiden de sene-

ste tre år

Har modtaget offentlig forsørgelse mindre end 90 pct. af tiden

det seneste år

Har modtaget offentlig forsørgelse mindre end 90 pct. af tiden

de seneste to år

Har modtaget offentlig forsørgelse mindre end 90 pct. af tiden

de seneste tre år

Har modtaget offentlig forsørgelse mere end 90 pct. af tiden det

seneste år

Har modtaget offentlig forsørgelse mere end 90 pct. af tiden de

seneste to år

Har modtaget offentlig forsørgelse mere end 90 pct. af tiden de

seneste tre år

Har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp én gang

Har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp mindre end

seks gange

Har skiftet mellem uddannelse og kontanthjælp mere end seks

gange

Har haft to kontanthjælpsforløb de seneste tre år

Har haft tre eller flere kontanthjælpsforløb de seneste tre år

Arbejdsmarkedstæthed ved inflow

Deltaget i al aktivering

Aktivering seneste 13 uger

Jobparat

Dummy=1 hvis personen har modtaget kontanthjælp et ud af

de seneste tre år.

Baseline

-0.069

-0.196

-0.192

-0.169

-0.314

-0.219

0.004

0.040

-0.543

0.069

-0.058

0.489

0.573

0.842

-0.103

0.042

-0.065

-0.075

0.555

0.285

-0.098

0.00

0.76

0.00

30.00

0.00

0.12

0.06

0.00

-0.012

-0.089

-0.281

-0.379

-0.419

-0.559

-0.663

-0.662

-0.691

-0.804

-0.767

-0.765

-0.856

-0.838

-0.856

-0.802

-0.938

0.51

0.00

Side 37 af 38

BEU, Alm.del - 2017-18 - Bilag 200: Orientering om effektanalyse af jobreform fase 1, fra beskæftigelsesministeren

Sæson

Februar

Marts

April

Maj

Juni

Juli

August

September

Oktober

November

December

Kommunevariation

Inkluderet som 97 dummy-variable

Antal observationer

-0.823

-0.873

-0.970

-1.023

-0.944

-0.982

-1.024

-0.999

-1.146

-1.113

-1.207

-1.157

-1.345

0.00

-0.026

0.095

0.109

0.135

0.140

0.326

0.321

0.319

0.013

-0.027

-0.330

0.63

0.07

0.04

0.01

0.00

0.82

0.63

0.00

76.352

124.556

Side 38 af 38