Konsekvenser av familiepolitikk Nico Keilman Befolkning og velferd ECON 1730 Høst 2009.

Presentasjon om: "Konsekvenser av familiepolitikk Nico Keilman Befolkning og velferd ECON 1730 Høst 2009."— Utskrift av presentasjonen:

1 Konsekvenser av familiepolitikk Nico Keilman Befolkning og velferd ECON 1730 Høst 2009

2 2 Konsekvenser av - barnetrygd - foreldrepermisjon1. fruktbarhet - fødselspermisjon for - kontantstøtte2. kvinners yrkesdeltakelse - barnehagedekning

3 Pensum 1. Konsekvenser for fruktbarhet: Gauthier og Hatzius "Family benefits and fertility: An econometric analysis" Rønsen “Fertility and family policy in Norway: A reflection on trends and possible connections” Rønsen “Fertility and public policies: Evidence from Norway and Finland” 2. Konsekvenser for kvinners yrkesdeltakelse: Naz "The impact of cash-benefit reform on parents' labour force participation" Rønsen “Kontantstøtten og mødres arbeidstilbud: Større virkninger på lengre sikt”

4 Gauthier og Hatzius "Family benefits and fertility: An econometric analysis" Appendiks B ikke pensum; Appendiks C: ja! Regresjonsanalyse, data fra 22 industriland (EU15, Norge, Sveits, Australia, Canada, New Zealand, USA, Japan) for perioden 1970-1990 SFT den avhengige variabelen Spørsmål: Finnes det en positiv effekt på fruktbarhet når offentlig støtte til barnefamilier går opp? Svar: Meget begrenset effekt. Når barnetrygd økes med 25%, øker barnetallet med 0,07 barn/kvinne. Sterkere effekt i nordiske land: 0,19 barn/kvinne. Foreldrepermisjon har ingen effekt, verken lengde på permisjon eller nivå på lønnskompensasjon.

5 Analyseopplegg: regresjonsanalyse Blanding av tidsserie (årene 1970, 71, 72, …, 1990) og tverrsnittsanalyse (22 land) Tidsserie: sammenheng mellom barnetrygd (X) og fruktbarhet (SFT; Y) for ett gitt land. Kalenderår skrives som t. Modell Y t = a + bX t Tverrsnitt: sammenheng mellom barnetrygd og fruktbarhet for ett gitt år på tvers av landene. Land skrives som i. Modell: Y i = p + qX i

6 Kombinert Y i,t = a + bX i,t i = 1, 2, …, 22 (land) t = 1970, 71, … 1990 (år) ”Aggregate data/panel” ”Pooled time-series cross-sectional data”

7 Modell (logaritmen av) SFT i land i og år (t+1) er avhengig variabel = ln f i,t+1 ln: logaritme Uavhengige variabler definert for år t og land i

8 Modell Uavhengige variabler, bl.a. ln f i,t SFT året før – fanger opp langsomme endringer i SFT b i,t barnetrygd:1. barn 2. barn3 modeller 3. barn mlp i,t lønnskompensasjon i permisjonsperioden (”pay maternity leave”) lønn for menn mw i,t og kvinner fw i,t (logaritmisk) u i,t arbeidsledighet Δu i,t endring (økning/nedgang) i arbeidsledighet: Δu i,t = u i,t+1 - u i,t egne effekter for hvert kalenderår (”time dummies”) – bare tabell 5

9 Resultater: Tabell 2 Signifikante effekter av kvinners lønn (+), barnetrygd (+) og endring i arbeidsledighet (-) Ingen signifikante effekter av foreldrepermisjon

10 10

11 Korttids og langtidseffekter av barnetrygd b i,t Korttidseffekt: koeffisient α 5 Den påvirker SFT umiddelbart (året etter) Men høy fruktbarhet et bestemt år medfører høy fruktbarhet også neste år: koeffisient α 0 Kan vises at langtidseffekten av barnetrygd blir α 5 /(1- α 0 ). Eksempel: modell 2 Estimerte verdier: α 5 = 0,42, α 0 = 0,87 Korttidseffekt av barnetrygd er 0,42 Langtidseffekt av barnetrygd er 0,42/(1-0,87) = 3,19.

12 12

13 Tolkning? Eksempel: effekt av en økning av barnetrygden med 25% i 1990 I gjennomsnitt (22 land) var barnetrygden i 1990 lik 5,3% av gjennomsnittslønn i industrien  b i,1990 = 5,3% 25% økning  b i,1990 = 1,25*5,3 = 6,6% Korttidseffekt: ny SFT (med høy barnetrygd) blir ln f i,1990 = 0,42*6,6 (+resten: andre uavhengige variabler) gammel SFT var ln f i,1990 = 0,42*5,3 (+resten) Differansen er den isolerte effekten av 1 år med 25% ekstra barnetrygd: = 0,42*(6,6 – 5,3) = 0,56% Tolkning: SFT var 1,71 i gjennomsnitt (22 land) i 1990. Den går opp med 0,56% eller 0,0056*1,71 = 0,01 barn/kvinne – kun 1 år

14 Langtidseffekt = 3,19*(6,6 – 5,3) = 4,2% eller 0,042*1,71 = 0,07 barn/kvinne

15 Landene gruppert Tabell 3 gir resultater for landene delt inn i fire grupper: egne effekter av barnetrygd for hver landsgruppe Nordiske land i egen gruppe: høy koeffisient for b i,t : Modell 2 gir 1,31 (korttid) og 1,31/(1-0,83) = 7,90 (langtid; se også tabell 4) NB Kvinners lønn har ikke lenger noen signifikant effekt – trolig fanget opp av landseffekten: kvinner i Norden tjener mer og har høyere SFT

16 16

17 17

18 Effekt av en økning av barnetrygden med 25% i 1990 i nordiske land Anta samme økning som før i b i,t : 1,3%. Nordiske land hadde et SFT på 1,8 i 1990 Korttids effekt: 1,31*1,3 = 1,7% og 0,017*1,8 = 0,03 barn/kvinne Langtids effekt: 7,9*1,3 = 11% og 0,11*1,8 = 0,19 barn/kvinne 18

19 Konklusjon Beskjeden positiv effekt av barnetrygd på fruktbarhetsnivå, særlig i Norden og på lang sikt Ingen effekt av foreldrepermisjon Men: jfr Rønsens “Fertility and public policies: Evidence from Norway and Finland”

20 Rønsen “Fertility and family policy in Norway” Deskriptiv analyse

21 Figur 3: - Median alder ved første fødsel: den alderen der 50% av fødselskullet har fått minst ett barn - Kvartil alder ved første fødsel: 25% har fått minst ett barn

22 Foreldrepermisjon I 2004: 52 uker 80%; far 4 uker; mor 9 uker 42 uker 100%; far 4 uker; mor 9 uker Utvidet i senere tid: fra 1. juli 2009 56 uker 80%; far 10 uker; mor 9 uker 46 uker 100%; far 10 uker; mor 9 uker

23 Barnehage og foreldrebetaling Makspris innført 1. januar 2006 pr. i dag er den 2330 kr. i måneden

24 Rønsen “Fertility and public policies: Evidence from Norway and Finland” Les gjennom kap. 3, mindre viktig Analyserer sammenheng mellom fruktbarhet på individnivå og familiepolitiske ordninger i Norge og Finland Fokus på - Foreldrepermisjon - Barnehagedekning - Barnetrygd Flere variabler er med (kvinners utdanning, inntekt, religiøsitet), men de er ”kontrollvariabler”

25 Finner - en svak positiv effekt av foreldrepermisjon, særlig på 2. og 3. barn, særlig i Finland (jfr Gauthier & Hatzius) - ingen effekt av barnetrygd (jfr Gauthier & Hatzius) - negativ effekt av barnehagedekning

26 Analyse på individnivå Fruktbarhetsraten for en kvinne er den avhengige variabelen Kalles her for ”hazard” (risiko, rate) Skrives som h j (t) for den individuelle kvinnen som får barn nr. j (hun hadde j-1 barn fra før) Retrospektive utvalgsundersøkelser for Norge (1988) og Finland (1989) Kvinner rapporterer om sin livsløp

27 Resultater for 1. fødsel – tabell 2 27

28 Utsnitt fra tabell 2 28 Finland Norge NB: Relativ risiko - estimater > 1: positiv effekt - estimater < 1: negativ effekt Finland: svakt positiv effekt av foreldrepermisjon, ikke i Norge Barnehagedekning: negativ effekt! Barnetrygd (kun tall for Norge): ingen effekt

29 Negativ effekt barnehagedekning?? Kvinner som bor i kommuner med høy barnehagedekning har lavere fruktbarhet enn de som bor i kommuner med lav dekning. Mulig forklaring: kvinner med sterk tilknytning til arbeidsmarkedet er mer jobborienterte Dermed er de mindre tilbøyelige til å få barn – flere forblir barnløse, men hvis de får et 1. barn, kommer det senere enn hos kvinner som er mindre jobborienterte Samtidig ivrer de for flere barnehager i kommunen (dette var tall fra 1980-tallet!) 29

30 Resultater for 2. fødsel – tabell 3 30

31 31 Utsnitt fra tabell 3 (2. fødsel) FinlandNorge Foreldrepermisjon: positiv effekt i Norge, ingen (signifikant) effekt i Finland Barnehagedekning: negativ effekt i Norge, uklar effekt i Finland Barnetrygd: ingen (signifikant) effekt

32 32 Utsnitt fra tabell 4 (3. fødsel) FinlandNorge Foreldrepermisjon: ingen effekt i Norge, positiv effekt i Finland Barnehagedekning: ingen effekt i Norge, negativ effekt i Finland Barnetrygd: ingen effekt

33 Også: I Norge har kvinners inntekt en negativ effekt på tilbøyelighet for 1. eller 2. barn (alternative kostnader) Ingen tall for Finland Jfr Gauthier & Hatzius, som fant en positiv effekt, som forsvant etter at landene ble gruppert 33