SOU 2007:35

Flyttning och pendling i Sverige

Sammanfattning

Geografisk rörlighet på arbetsmarknaden är en viktig del av samhällsekonomins anpassning till förändrade förutsättningar för produktion och handel. Teknisk utveckling och förändringar på de internationella marknaderna leder till en ständigt pågående strukturomvandling som kräver rörlighet och flexibilitet på arbetsmarknaden för att sysselsättning och välfärd ska kunna utvecklas på ett gynnsamt sätt. Strukturomvandlingen innebär förändringar i efterfrågan på arbetskraft och dessa förändringar ser olika ut i olika delar av landet. Tillsammans med yrkesmässig och branschmässig rörlighet är geografisk rörlighet centrala mekanismer för en effektiv matchning mellan lediga jobb och arbetssökande, vilket i sin tur är en förutsättning för låg arbetslöshet och en god reallöneutveckling. Flera tidigare undersökningar har pekat på att den geografiska rörligheten på arbetsmarknaden minskat trendmässigt från mitten av 1960-talet fram till början av 1980-talet. Denna bilaga till Långtidsutredningen 2008 behandlar geografiskt rörlighet mellan lokala arbetsmarknadsregioner i Sverige under de senaste decennierna och belyser arbetskraftens rörlighet ur olika perspektiv. Förutom flyttningar analyseras arbetspendling som visat sig vara en allt viktigare del av rörligheten på arbetsmarknaden.

I bilagan ges en beskrivning av den geografiska rörlighetens utveckling och sammansättning under de senaste trettio åren. Här behandlas rörlighetens utveckling totalt sett, olika befolkningsgruppers rörlighet, utbytet med omvärlden samt utfallet av rörligheten för olika regiontyper. Vidare studeras den regionala omflyttningens drivkrafter och utvecklingen av de regionala obalansproblemen på arbetsmarknaden. Rörligheten analyseras också på individnivå genom skattningar av modeller för flyttning och pendling med hjälp av individdata från register över den svenska befolkningen. Vi skattar även effekter av rörlighet på

bruttoarbetsinkomster för olika grupper av individer och hushåll. Avslutningsvis ges en sammanfattande slutdiskussion.

I korthet kan resultaten sammanfattas enligt följande. Den geografiska rörligheten har ökat väsentligt under senare år, där både flyttning och pendling har ökat trendmässigt. Män och kvinnor flyttar i ungefär lika stor omfattning medan pendling är betydligt vanligare bland män i jämförelse med kvinnor. Nästan hela ökningen av flyttningarna har skett bland personer i åldersgruppen 20–29 år medan pendlingen har ökat mera jämnt över olika åldersgrupper. Vidare finner vi att den geografiska rörligheten bland personer födda i utlandet ligger minst på samma nivå som för övriga svenskar. Flyttningar påverkas av situationen på de regionala arbetsmarknaderna. Personer flyttar från regioner med hög arbetslöshet och få vakanser till regioner med lägre arbetslöshet och många vakanser. Även individens egen situation på arbetsmarkanden påverkar flyttning och pendling. Sannolikheten att flytta eller börja pendla är högre för en person som har varit utanför arbetsmarknaden eller arbetslös än för en person som redan är sysselsatt. Individuell och regional arbetsmarknadssituation påverkar därmed rörligheten på förväntat sätt och vi finner inga tecken på att denna påverkan skulle ha minskat över tiden. Vid en internationell jämförelse har de svenska regionala skillnaderna i arbetslöshet och sysselsättning varit på en låg nivå och nivån har inte förändrats nämnvärt över tiden. Samtidigt är skillnaderna mellan regioner i Sverige beständiga så till vida att de är samma regioner som har hög arbetslöshet i dag som på 1980-talet. Våra analyser tyder på att det lönar sig att flytta mellan lokala arbetsmarknader om man ser till bruttoarbetsinkomster. Det gäller i synnerhet högutbildade män, medan inkomstökningarna bland gifta eller samboende kvinnor och personer med lägre utbildning, treårigt gymnasium eller lägre, är uppseendeväckande små eller obefintliga. Påbörjad pendling hänger också samman med ökad arbetsinkomst, speciellt bland kvinnorna. Inkomstökningarna vid pendling är generellt sett något mindre än vid flyttning, men här råder större osäkerhet om hur resultaten skall tolkas.

Geografisk rörlighet – omfattning och trender 1974–2005

Omfattande geografisk rörlighet

Våra analyser av mellanregional flyttning och pendling baserade på aggregerade data visar att den totala geografiska rörligheten numera ligger på en förhållandevis hög nivå. Flyttningarna har ökat trendmässigt sedan början av 1980-talet och är för närvarande på nästan samma nivå som under den så kallade flyttlasspolitikens era i slutet av 1960-talet. Vi kan också konstatera att andelen som pendlar har ökat dramatiskt i omfattning under de senaste tre decennierna. Den kortväga pendlingen över kommungräns har nästan fördubblats och den långväga över lokal arbetsmarknadsgräns har mer än fördubblats.

Unga och högutbildade mest rörliga

Resultaten från analysen av olika befolkningsgruppers rörlighet stämmer i huvudsak överens med vad som kan förväntas utifrån ekonomisk teori. Flyttningsbenägenheten bland vuxna minskar med ålder, ökar med utbildningsnivå och är lägre bland gifta personer i jämförelse med individer i övriga civilstånd. Kvinnor och män uppvisar ungefär samma benägenhet att flytta.

Den ökning i antalet flyttningar som har ägt rum sedan början av 1990-talet förklaras till största delen av en mycket kraftig uppgång i flyttningsintensiteten bland personer i åldrarna 20–29 år. Mycket talar för att ökningen av flyttningsbenägenheten i denna åldersgrupp hänger samman med högskolesektorns snabba expansion, som resulterat i fler flyttningar både till och från högskolestudier. I detta sammanhang finns det anledning att understryka att byte av bostadsort i samband med påbörjande och avslutande av högre studier kan uppfattas som ett led i en etableringsstrategi på arbetsmarknaden och därför delvis är att betrakta som arbetsmarknadsrelaterad omflyttning.

Fram till mitten av 1990-talet uppvisar utlandsfödda en klart högre flyttningsbenägenhet än personer födda i Sverige. Den högre flyttningsintensiteten bland invandrade personer kan delvis hänga samman med den så kallade Hela Sverige-strategin som tillämpades under åren 1985–1994. Denna strategi innebar bland annat att den fria bosättningsrätten för flyktingar övergavs och i stället infördes ett geografiskt styrt flyktingmottagande. Förfarandet med rikstäckande kommunplacering av flyktingar anses av flera forskare

ha föranlett en omfattande sekundärmigration då många invandrade personer senare valde att flytta vidare till storstäder och regionala centra. Efter 1995, då Hela Sverige-strategin upphört och den fria bosättningsrätten återinförts, uppvisar utlandsfödda och personer födda i Sverige ungefär samma flyttningsbenägenhet. Uppgången i regional rörlighet under den senaste tioårsperioden kan alltså inte förklaras av någon exceptionellt hög intern omflyttning bland invandrade personer.

Pendlingsbenägenheten bland vuxna minskar med ålder, dock inte lika dramatiskt som för flyttningarna. Vi kan konstatera att pendlingens omfattning skiljer sig kraftigt åt mellan könen, då andelen män som pendlar över lokal arbetsmarknadsgräns är ungefär dubbelt så hög som andelen kvinnor. Skillnaderna mellan mäns och kvinnors pendlingsbenägenhet har emellertid minskat något över tiden. Resultaten visar också att pendlingsintensiteten ökar med utbildningsnivå och är högre bland personer födda i Sverige i jämförelse med utlandsfödda. För personer med forskarutbildning kan vi notera en intressant skillnad mellan benägenheten att pendla i jämförelse med benägenheten att flytta. Forskarutbildade har den avgjort högsta pendlingsintensiteten men utgör, tillsammans med personer med förgymnasial utbildning, den grupp som flyttar i minst utsträckning. Detta något överraskande resultat avspeglar möjligen att forskarutbildade personer i allmänhet har stor frihet att själva välja var och när man vill utföra sina arbetsuppgifter, något som minskar behovet av dagligt resande och därmed bidrar till att göra långväga pendling till ett intressant alternativ till flyttning. När det gäller arbetspendlingens utveckling över tid kan vi konstatera att ökad pendling är ett utpräglat generellt fenomen på arbetsmarknaden, som omfattar samtliga kategorier i befolkningen som vi studerat. I detta avseende finns en viktig skillnad i förhållande till utvecklingen av flyttningsintensiteten, som i första hand är förknippad med ökad rörlighet bland personer i åldrarna 20–29 år.

Flyttning från mindre till större regioner

När vi studerar flyttningar mellan lokala arbetsmarknader grupperade i fyra så kallade regionfamiljer visar resultaten på en tydlig rörlighet uppåt i den regionala hierarkin. Efter 1970-talets gröna vågen period har storstadsregionerna, med undantag för några enstaka år, genomgående uppvisat flyttningsöverskott visavi

regionala centra, lokala centra och landets så kallade småregioner. För de senare regionfamiljerna har det i huvudsak handlat om flyttningsunderskott. Särskilt drabbade är småregionerna, som redovisat nettoutflyttning samtliga år under perioden 1974–2005.

Nettoinvandringen betydelsefull för många mindre regioner

Sverige har under en lång följd av år haft ett omfattande migrationsutbyte med omvärlden, som för åren 1974–2005 resulterat i ett totalt invandringsöverskott på drygt 620 000 personer. Från att inledningsvis i huvudsak ha varit koncentrerat till storstadsregionerna, har migrationsöverskottet gentemot utlandet fördelat sig relativt jämnt över de olika regionfamiljerna. För landets småregioner och lokala centra har den kraftiga nettoinvandringen delvis balanserat underskotten i den interna omflyttningen, men samtidigt initierat en omfattande sekundärmigration då många invandrade personer senare valt att flytta vidare till regionala centra och storstadsområden.

Rörligheten i Sverige på genomsnittlig internationell nivå

När vi studerar den interna geografiska rörligheten i ett antal OECD-länder finner vi att Sverige befinner sig på eller något över genomsnittet när det gäller nivå på mellanregional flyttning. När det gäller mellanregional pendling hamnar Sverige något under genomsnittet för OECD-länder. Här är viktigt att poängtera att internationella jämförelser av intern geografisk rörlighet är problematiska av flera skäl, inte minst på grund av svårigheten att hitta jämförbara regionala enheter. Med hänsyn tagen till denna reservation finns det inget som tyder på att den geografiska rörligheten i Sverige avviker nämnvärt från den regionala rörligheten i andra utvecklade ekonomier.

Flyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna

Arbetsmarknadsläge och högskoleplatser påverkar flyttningar

Analys av aggregerad statistik över bruttoflyttningsströmmar mellan lokala arbetsmarknader 1986–2004 visar att flyttningarna tenderar att gå från regioner med relativt sett sämre arbetsmarknadsläge till regioner med jämförelsevis bättre arbetsmarknadssituation. Vi finner inga belägg för att betydelsen av regionalt arbetsmarknadsläge för individens flyttningsbenägenhet har minskat över tiden. Resultaten tyder i stället på att den regionala arbetsmarknadssituationen haft större inverkan på flyttningarna under 1990-talet och inledningen av 2000-talet i jämförelse med högkonjunkturåren i slutet av 1980-talet. Däremot verkar effekten på den regionala rörligheten av antalet vakanser på arbetsmarknaden totalt sett ha minskat något över tiden. Även om dessa resultat självfallet inte kan tas till intäkt för att rörligheten är tillräcklig för att komma till rätta med regionala obalansproblem på arbetsmarknaden, tolkar vi det faktum att flyttningarna i huvudsak verkar gå i förväntad riktning som ett positivt tecken.

Analysen visar också att flyttningarna påverkas av det totala antalet högskoleplatser och att flyttströmmarna tenderar att gå från regioner med relativt sett färre utbildningsplatser till regioner med relativt sett fler utbildningsplatser. Slutligen kan vi konstatera att inflyttningen tilltar med den relativa befolkningsstorleken samt att flyttningsbenägenheten minskar avsevärt med geografiskt avstånd.

Regionala skillnader på arbetsmarknaden består men är internationellt sett små

Hur har då de regionala obalansproblemen på arbetsmarknaden utvecklats över tiden? Vår analys av situationen under perioden 1986–2004 visar att den regionala spridningen i arbetslöshet varierar omvänt i förhållande till arbetslöshetsnivån i landet totalt sett. Möjligen beror detta på att vid lågkonjunktur stiger arbetslösheten relativt sett mycket i regioner som normalt har en låg arbetslöshetsnivå. Omvänt sjunker arbetslösheten relativt sett mer i dessa regioner vid en konjunkturförbättring i jämförelse med de regioner som för det mesta har hög arbetslöshet. De regionala skillnaderna i arbetslöshet var som störst i slutet av 1980-talet och minskade dramatiskt i samband med den djupa lågkonjunkturen i början av 1990-talet. Under den efterföljande återhämtningsfasen har den

regionala spridningen i arbetslöshet ökat något, men befinner sig fortfarande på en lägre nivå än under 1980-talets högkonjunkturår.

Trots att den regionala spridningen i arbetslöshet har minskat något sett över hela perioden 1986–2004, är skillnaderna i regional arbetslöshet fortfarande mycket beständiga. Rangordningen mellan de lokala arbetsmarknaderna vad gäller arbetslöshet är i stort sett densamma i början av 2000-talet som i slutet av 1980-talet. Att rangordningen är stabil samtidigt som spridningen har minskat kan framstå som en smula paradoxalt. Förklaringen är helt enkelt att även om den regionala spridningen i arbetslöshet har minskat något över tid, har de flesta regioner förflyttat sig mycket lite eller inte alls inom den regionala arbetslöshetshierarkin. Resultatet överensstämmer med slutsatserna från tidigare studier som analyserat arbetslöshetens regionala persistens på länsnivå.

Om vi i stället studerar skillnaderna mellan de lokala arbetsmarknaderna avseende sysselsättningsintensitet kan vi konstatera att den regionala spridningen är betydligt mindre i jämförelse med variationen i arbetslöshet. Utvecklingen av den regionala spridningen i sysselsättningsintensitet följer inte något utpräglat konjunkturmönster. Möjligen kan en viss tendens till trendmässigt ökande regional spridning skönjas. Samtidigt kan vi återigen konstatera att varaktigheten i de regionala skillnaderna är mycket påtaglig. Rangordningen av regioner utifrån sysselsättningsintensitet är ungefär densamma i början av 2000-talet som i slutet av 1980-talet.

Sverige har en förhållandevis låg regional spridning i arbetslöshet och sysselsättningsintensitet utifrån tillgänglig statistik för OECDländer. Både när det gäller arbetslöshet och sysselsättningsintensitet är den regionala variationen i Sverige mindre än i flertalet EU-stater. Sverige uppvisar något större regional spridning än Norge, men aningen mindre variation än Finland. Återigen finns det anledning att påminna om svårigheten att finna jämförbara regionala indelningar i internationella jämförelser av det här slaget.

Kombinationen av ovanstående resultat – att flyttningarna i huvudsak verkar reagera på skillnader i regionalt arbetsmarknadsläge på ett förväntat sätt och att Sverige under de senaste tjugo åren lyckats upprätthålla internationellt sett små regionala obalanser på arbetsmarknaden – tolkar vi som ett tecken på att den geografiska rörligheten verkar fungera förhållandevis väl i relation till förändrade utbuds- och efterfrågeförhållanden på de regionala arbetsmarknaderna. Det finns emellertid anledning att uttrycka viss oro för att arbetslöshetsnivåerna i vissa delar av landet, framför allt i

norra Norrland, varaktigt ligger på en mycket högre nivå än i övriga riket.

Flyttning och pendling ur ett individperspektiv

Strukturomvandling kan leda till att det blir överskott på arbetskraft i vissa regioner samtidigt som det kan finnas stor efterfrågan på arbetskraft i andra regioner. Då är det särskilt viktigt att de som är arbetslösa eller på väg in i arbetskraften söker jobb över större geografiska områden och uppvisar en hög benägenhet till rörlighet.

Vissa tidigare svenska studier har pekat på att de arbetsmarknadsrelaterade flyttningarna numera är av mindre eller minskande betydelse. När det gäller effekten av individuell erfarenhet av arbetslöshet på geografisk rörlighet finns också några studier som inte tyder på högre rörlighet bland de arbetslösa i jämförelse med sysselsatta eller den övriga befolkningen. Ser vi till hushållens ekonomiska utbyte av flyttning är resultaten delvis motstridiga i fåtalet existerande studier. Oss veterligen finns det ingen tidigare svensk studie av pendlingens effekter på inkomster. Effekter av rörlighet på individernas arbetsinkomster är av intresse eftersom de kan ge en antydan om storleken på privatekonomiska incitament till flyttning och pendling samt samhällsekonomiska intäkter av geografisk rörlighet.

Vi har analyserat faktorer som påverkar individernas beslut att flytta och påbörja pendling mellan lokala arbetsmarknadsregioner i Sverige med hjälp av individdata över ett stort urval ur den svenska befolkningen. Vi har också skattat effekterna av denna rörlighet på individernas och hushållens bruttoarbetsinkomster.

Högre flyttningsbenägenhet bland personer utan arbete

Resultaten tyder på att individer som träder in på arbetsmarknaden och de som har en mera utsatt ställning på arbetsmarknaden har jämförelsevis högre sannolikhet för mellanregional flyttning och pendling än personer som är väletablerade på arbetsmarknaden. Arbetslösa och personer som har socialbidrag har relativt sett högre sannolikhet för geografisk rörlighet enligt våra resultat. Vidare finner vi tecken på att svenska medborgare som är födda utomlands har något lägre rörlighet via pendling, men högre benägenhet till flyttning i jämförelse med den infödda

befolkningen. I enlighet med förväntningarna tyder resultaten på högre geografisk rörlighet bland ensamstående personer, bland studerande och att rörligheten avtar med ålder. Markant högre sannolikhet för flyttning och för att påbörja pendling finner vi bland hushåll som under närmast föregående år uppvisat någon form av geografisk rörlighet.

Vi har även studerat hur individernas arbetsmarknadssituation påverkat sannolikheten att flytta och börja pendla för flera perioder mellan 1990 fram till 2005. I stora drag tyder resultaten på högre rörlighet bland de arbetslösa, studerande, personer utanför arbetskraften och personer som uppbar socialbidrag. Den skattade effekten av individuell arbetslöshet på flyttning är positiv under hela den studerad perioden men inte statistiskt signifikant i slutet av perioden. Effekten av arbetslöshet på pendling är genomgående starkt positiv och av ungefärlig samma storleksordning för samtliga delperioder.

Arbetsinkomsterna ökar efter flyttning – framför allt för högutbildade

Hushåll bestående av gifta/samboende par, tjänade enligt våra resultat i genomsnitt 10 000–20 000 kronor (cirka 3–6 procent) per år i sammanlagd bruttoarbetsinkomst på att flytta. För gifta eller sammanboende kvinnor innebar flyttning i genomsnitt ingen ökning av bruttoarbetsinkomsterna. Vi finner att det är främst högutbildade män som hade väsentligt högre inkomster de närmaste åren efter flyttning. Män och kvinnor med kortare utbildning som flyttade fick små eller inga inkomstökningar. Även bland hushåll med ensamstående vuxna är det personer med högre utbildning som fick en väsentlig ökning av arbetsinkomsterna efter flyttning, i storleksordningen 20 000–40 000 kronor per år (10–20 procent) för män och 15 000–25 000 kronor per år (11–18 procent) för kvinnor. För individer med högst treårig gymnasieutbildning var den genomsnittliga inkomstökningen av mellanregional flyttning försumbar.

En av flera tänkbara förklaringar till dessa resultat är olikheter i lönespridningen för olika grupper av löntagare. Möjligen hänger resultaten för kvinnor samman med den relativt låga lönespridningen inom offentlig sektor. För personer med lägre utbildningsnivå kan resultaten eventuellt förklaras av den låga lönespridningen bland arbetare i jämförelse med tjänstemän. Att flyttningar bland gifta eller samboende par i Sverige verkar gynna

mannens inkomster mera än kvinnornas överensstämmer med resultat från internationell forskning.

Påbörjad pendling ger högre arbetsinkomster – företrädesvis bland kvinnor

Hushållets totala inkomster stiger oavsett om det är kvinnan eller mannen som börjar pendla, enligt våra skattningar av pendlingens effekter på arbetsinkomster bland gifta/samboende. Kvinnornas pendling är dock associerad med en större inkomstökning i jämförelse med om mannen börjar pendla. Storleksordningar på inkomstökningarna är här 12 000 kronor (8 procent) för kvinnan och 5 000–10 000 kronor (2–4 procent) för mannen. För ensamstående tyder resultaten också på stigande bruttoarbetsinkomster i samband med pendling. Här är den skattade inkomstökningen likartad för män och för kvinnor och ligger i storleksordningen 10 000–15 000 kronor i ökning av årlig bruttoarbetsinkomst, motsvarande 7–10 procents inkomstökning för kvinnor och 5-8 procent för män.

När det gäller de förhållandevis blygsamma inkomstökningarna av mellanregional pendling i relation till årliga kostnader för längre arbetsresor kan våra resultat möjligen bero på att vi inte direkt kan observera restider, direkta kostnader för pendling och boendepreferenser. En del av den mellanregionala pendlingen sker i realiteten över relativt korta distanser. Möjligen kan detta därför vara förklaringen till att den skattade effekten av mellanregional pendling stiger när vi exkluderar personer som i utgångsläget var bosatta i Stockholms lokala arbetsmarknadsregion. En annan tänkbar orsak är att det kan återspegla situationen på bostadsmarknaden i vissa av de större städerna, där personer med lägre inkomster kan ha svårt att finansiera en bostad nära arbetsplatsen inom den lokala arbetsmarknadsregionen. En del hushåll väljer att bosätta sig i en angränsande lokal arbetsmarknadsregion för att sedan påbörja pendling till arbetsplatsen.

Avslutande diskussion

Baserat på egna analyser av såväl regionala data som individdata, är vår sammanlagda bedömning att den geografiska arbetskraftsrörligheten verkar fungera relativt väl i relation till skiftande utbuds- och efterfrågeförhållanden på de regionala arbetsmarknaderna. Vi finner heller inga indikationer på att den geografiska rörligheten försämrats över tiden, vilket ibland hävdas i samhällsdebatten. Samtidigt ligger arbetslöshetsnivån fortfarande på en hög nivå i jämförelse med perioden före krisen på 1990-talet och dessutom verkar de regionala obalanserna bestå. Det är samma regioner som hade högst arbetslöshet i slutet av 1980-talet som i början av 2000-talet. Vi instämmer med tidigare bedömare som konstaterar att huvudorsaken till den stigande arbetslösheten under krisåren inte står att finna i försämrad matchning mellan lediga jobb och arbetssökande. Vi konstaterar också att obalanserna på de regionala arbetsmarknaderna i Sverige vid internationell jämförelse är relativt små oavsett om de mäts genom arbetslöshet eller sysselsättning på regional nivå. Ökad rörlighet skulle dock kunna ge minskningar av såväl total arbetslöshet i landet som minskade obalanser på de regionala arbetsmarknaderna.

Givet att olika individer har olika preferenser kommer vi även vid en jämviktssituation att ha regional variation i arbetslöshet och sysselsättning. Detta kan ha många olika orsaker, t.ex. att de arbetslösas kompetens inte motsvarar det som efterfrågas. Dessutom kan låga boendekostnader och konsumtion av olika typer av regionalt bundna tillgångar kompensera för eventuellt sämre sysselsättningsmöjligheter och högre arbetslöshetsrisk. Kostnaderna för flyttning i form av t.ex. bostadskostnader, förlust av naturupplevelser och minskad kontakt med släkt och vänner kan vara relativt höga i förhållande till förväntad inkomstökning av flyttning. Det är därför svårt att fastställa en optimal nivå på regional omflyttning. Vi kan dock diskutera faktorer som kan påverka rörligheten. Det privatekonomiska utbytet av flyttning reduceras via inkomstskatter och understiger det samhällsekonomiska värdet av den produktionsökning som uppstår vid rörlighet. En minskning av beskattningen av förvärvsinkomsterna kan därför ha en rörlighetsstimulerande effekt och vara förenad med en effektivare resursanvändning. Ökat och mera varierat utbud av bostäder i regioner med nettoinflyttning och minskade transaktionskostnader vid husköp kan också bidra till ökad rörlighet via flyttning. Vidare kan utformning och tillämpning av

regler för arbetslöshetsersättningar påverka rörligheten. En striktare tillämpning och lägre ersättningsnivåer kan förmodligen verka i rörlighetsstimulerande riktning. Men detta bör bland annat vägas mot välfärdsförlusterna bland de arbetslösa med anhöriga. Vidare bör i detta sammanhang beaktas att sökprocessen har ett värde i sig. En viss längd på söktiden krävs för en effektiv allokering av arbetskraften, dvs. för att rätt individ ska hamna på rätt plats. Under tidigare perioder med högkonjunktur och stigande arbetskraftsefterfrågan har det regelmässigt förts fram förslag på olika typer av subventioner till flyttning eller pendling. Det som kan tala för subventioner i detta sammanhang är att den privatekonomiska vinsten av all arbetskraftsrörlighet med stor sannolikhet är lägre än den samhällsekonomiska. Pendling över längre distanser är redan i dag starkt subventionerad via skatteavdrag för arbetsresor och omkostnader för arbete på annan ort. När det gäller flyttningarna tyder genomförda utvärderingar på obetydliga eller inga effekter på mellanregional migration av de flyttningsbidrag som tidigare tillämpats inom ramen för arbetsmarknadspolitiken. Vi bedömer det som mindre troligt att politiska åtgärder med primärt syfte att stimulera den geografiska rörligheten kan bidra till ökad sysselsättning och produktion i tillnärmelsevis samma utsträckning som åtgärder för att bättre tillvarata den betydande arbetskraftsreserv som fortfarande finns bland de arbetslösa och personer som står utanför den reguljära arbetsmarknaden. Det kan finnas skäl för att undanröja hinder för geografisk rörlighet. Men här finns det förmodligen mer att hämta genom politik som syftar till att stimulera arbetskraftutbudet generellt och till att anpassa individernas kompetens till efterfrågan på arbetsmarknaden.

Utvecklingen av mellanregional flyttning

Förmodligen styrs en betydande del av de mellanregionala flyttningarna som tidigare påpekats av andra faktorer än arbetsmarknadsförhållanden och individernas inkomster. Det förefaller rimligt att tänka sig att regionala konsumtionsmöjligheter, sociala nätverk och andra livskvalitetsaspekter får en tilltagande vikt i takt med att hushållens realinkomster stiger. Hur stor betydelse de arbetsmarknadsrelaterade motiven har för hushållens val av lokalisering i jämförelse med annat finns det för närvarande inga entydiga belägg för. För de allra flesta personer

som befinner sig i arbetskraften är förmodligen tillgång till ett arbete en primär förutsättning som måste vara uppfylld, därefter kan andra förhållanden ha betydande inflytande över vilken lokalisering som hushållen väljer. Ett förhållande som talar för detta är att personer med relativt svag ställning på arbetsmarknaden, t.ex. arbetslösa och socialbidragstagare, är mera benägna till rörlighet än andra.

Yngre personer mellan 20 och 34 år står för en mycket stor andel av de mellanregionala flyttningarna. På lång sikt har därför åldersstrukturen i befolkningen på nationell och regional nivå förmodligen stor betydelse för den interna rörligheten i Sverige. Från ett år till ett annat är förändringarna i åldersstrukturen för liten för att kunna förklara de kortsiktiga svängningarna i inrikes omflyttning. Här spelar konjunkturen tillsammans med den regionala spridningen av arbetslösa och lediga jobb en större roll. Ytterligare faktorer av betydelse är utvecklingen på bostadsmarknaden och förändringar av individers preferenser. Dessutom kan man här nämna flyttningar i samband med universitetsstudier och betydande inslag av omflyttningar av invandrade under vissa år på 1990-talet. Det verkar inte troligt att expansionen av den högre utbildningen och decentraliseringen av densamma kommer att öka väsentligt utöver dagens nivå under de närmaste åren. Möjligen kan politiska åtgärder som stimulerar arbetskraftsutbudet ge en viss ökning av de arbetsmarknadsrelaterade flyttningarna. Utvecklingen av åldersstrukturen är den faktor som är relativt lätt att förutsäga medan utvecklingen av de övriga faktorerna som nämnts ovan framstår som relativt svårbedömda.

Utveckling av mellanregional pendling

Är den ökade mellanregionala pendlingen en positiv utveckling? Rimligtvis torde ökad rörlighet via pendling ha positiva effekter på arbetskraftsutbudet och matchningen mellan utbud och efterfrågan på arbetskraft. Goda pendlingsmöjligheter torde också underlätta för många gifta och samboende par att finna sysselsättning för båda parter vid varje val av bostadsort. Vidare kan pendling vid snabba strukturförändringar mildra påfrestningarna på de regionala eller lokala skattebaserna när arbetssökande påbörjar pendling i stället för att flytta. I vissa regioner kan detta även innebära ett bättre utnyttjande av befintligt bostadskapital och den befintliga offentliga infrastrukturen. Möjligheterna att nå vissa regional-

politiska mål vad gäller befolkningsutveckling i olika delar av landet kan också underlättas av den pågående regionförstoringen.

Det finns trots allt skäl att inte förhålla sig alltför okritiskt till den tydliga trenden mot ökad arbetspendling. Likväl som en växande mellanregional pendling kan vara ett tecken på en flexiblare regional arbetsmarknad kan det också vara ett uttryck för en sämre fungerande bostadsmarknad. Tyvärr har förhållandet mellan bostads- och arbetsmarknaden ägnats relativt sett liten uppmärksamhet i svensk forskning om geografisk rörlighet. Det kan inte uteslutas att regleringar och imperfektioner på bostadsmarknaden har minskat produktionen av nya bostäder och rörligheten inom det befintliga bostadsbeståndet. Restriktioner i bostadssektorn av det här slaget kan dels ha hämmat den geografiska rörligheten generellt sett, men också i viss mån bidragit till att skapa en vrångbild av pendlingens växande betydelse som anpassningsmekanism på de regionala arbetsmarknaderna. Den regionförstoring som ägt rum kan delvis vara en följd av en kraftig inflyttning till storstadsregionerna som i kombination med en sämre fungerande bostadsmarknad tvingat fram pendling över allt längre distanser. Imperfektioner på bostadsmarknaden och inom kommunikationssektorn, kan driva fram långväga pendling av en omfattning som inte är samhällsekonomiskt optimal. Vid sidan av ekonomiska effektivitetsförluster kan en sådan utveckling eventuellt strida mot målet om en hållbar utveckling, mot ambitioner inom jämställdhetspolitiken och andra socioekonomiska mål.

Stigande boendekostnader i de expansiva regionerna och fallande boendekostnader i utflyttningsregionerna är dock i sig inte tillräckliga skäl för bostadspolitiska ingrepp. Under vissa förutsättningar är detta en förväntad anpassningsmekanism som är förenlig med en samhällsekonomiskt effektiv resursallokering, där bristsituationer signaleras med stigande priser och överskott på bostadsmarknaden signaleras med fallande priser. Fastighetspriser indikerar dessutom en sammanvägning av andra värden av att bo i en viss region, till exempel i form av inkomster, sysselsättningsmöjligheter, naturupplevelser, utbildning, sjukvård och kulturkonsumtion. Regleringar och marknadsimperfektioner i bostadssektorn kan dock innebära att priserna inte korrekt återspeglar samhällsekonomiska intäkter och alternativkostnader, vilket kan leda till för låg rörlighet på bostadsmarknaden och ett för litet eller för ensidigt utbud av bostäder i vissa regioner. En resurshushållande och effektivitetsbefrämjande politik bör beakta detta och

dessutom att det förmodligen finns en komplementaritet mellan olika politikområden. Större politiska beslut som rör arbetsmarknaden, bostadsmarknaden och infrastrukturen kan sammantaget få större positiva effekter om dessa baseras på kvalificerade samhällsekonomiska bedömningar samtidigt som politiken i vissa stycken koordineras för att nå prioriterade politiska mål.

Syftet med denna bilaga till Långtidsutredningen 2008 har varit att beskriva den geografiska rörlighetens utveckling samt att analysera rörlighetens drivkrafter och effekter. Rapporten gör naturligtvis inte anspråk på att vara en heltäckande undersökning i detta avseende. Avslutningsvis vill vi kortfattat och utan prioriteringsordning peka på några av de problemområden som berör den geografiska rörligheten och som vi anser behöver belysas med ytterligare forskning under kommande år. Det gäller bland annat den geografiska rörlighetens roll för anpassningsprocesserna på de regionala arbetsmarknaderna vid förändringar av utbudet och efterfrågan på arbetskraft, samspelet mellan bostadsmarknaden, infrastruktur och arbetsmarknadsrörlighet, sambandet mellan utbildningspolitik och rörlighet, faktorer som styr individernas val av inflyttningsregion, invandrarnas geografiska rörlighet samt ekonomiska och sociala effekter av migration och pendling i ett hushållsperspektiv.

1. Inledning

Geografisk rörlighet är viktig för att upprätthålla en väl fungerande arbetsmarknad och för utvecklingen av samhällsekonomin i stort. Ekonomin utsätts ständigt för förändringar i form av exempelvis ny produktionsteknik och prisfluktuationer på världsmarknaden. Sådana förändringar, i kombination med regionala skillnader i näringslivets sammansättning, leder till att arbetskraft behöver flytta från regioner med vikande arbetskraftsefterfrågan till regioner där nya arbetstillfällen tillkommer. Ett exempel på en sådan marknadsinitierad omflyttning av arbetskraft är den snabba urbanisering som följde på rationaliseringar inom jord- och skogsbruket under efterkrigstidens första decennier.

Rörlighetsstimulerande insatser var en av hörnstenarna i den s.k. Rhen-Meidner modellen från slutet av 1940-talet och har länge varit en central ingrediens i svensk arbetsmarknadspolitik.

TPF

1

FPT

Under

perioder med högkonjunktur och stigande arbetskraftsefterfrågan förs det regelmässigt fram förslag på åtgärder som syftar till att förbättra geografisk och yrkesmässig rörlighet på arbetsmarknaden. Så sker också i skrivande stund. Regeringen har lanserat förändringar av arbetsmarknadspolitiken som bl.a. syftar till att vidga de arbetslösas geografiska sökområde. En vanlig förklaring till varför länder i Europa under de senaste decennierna redovisat sämre tillväxt och svagare sysselsättningsutveckling än USA är just att människor i EU rent generellt är mindre benägna att flytta.

Arbetskraftens geografiska rörlighet har betydelse på flera sätt. En situation med många arbetslösa och få vakanser i vissa regioner, samtidigt som det motsatta förhållandet råder i andra delar av

TP

1

PT

Modellen utarbetades av LO-ekonomerna Gösta Rehn och Rudolf Meidner under slutet av

1940-talet. Målen för ekonomisk politik sammanfattades som ekonomisk tillväxt, låg arbetslöshet, låg inflation och jämn inkomstfördelning. Förenklat uttryckt skulle dessa mål nås genom bl.a. aktiv arbetsmarknadspolitik, solidarisk lönepolitik, stram finanspolitik och selektiva insatser för att bekämpa ”arbetslöshetsöar”.

landet, kan resultera i högre arbetslöshet, högre inflation och lägre tillväxt i ekonomin totalt sett. På makroekonomisk nivå är det därför viktigt att den geografiska röligheten är tillräckligt hög för att, tillsammans med andra jämviktsskapande mekanismer, komma till rätta med obalansproblem på arbetsmarknaden.

Ur ett regionalt rättviseperspektiv är det också önskvärt att arbetskraftens geografiska rörlighet bidrar till att minimera de regionala obalanserna på arbetsmarknaden. Ytterst är det individer och hushåll som fattar beslut om geografisk rörlighet. För dessa är det centralt att under givna förutsättningar finna den lokalisering som maximerar den egna nyttan eller välfärden. Beroende på bland annat individuella preferenser och den föreliggande incitamentsstrukturen kan denna rörlighet vara större eller mindre än vad som är önskvärt ur ett nationellt eller ett regionalt perspektiv. Huruvida detta utgör ett samhällsekonomiskt problem eller inte beror på flera faktorer. En viktig sådan är om existerande incitament till rörlighet är utformade i enlighet med samhällsekonomisk effektivitet. En annan viktig faktor är om arbetsmarknader och bostadsmarknader fungerar väl eller inte.

En uppsättning goda incitament och väl fungerande marknader är bra förutsättningar för en ur samhällsekonomisk synpunkt god lokalisering av arbetskraften. I detta sammanhang kan det finnas målkonflikter som måste avvägas och hanteras med flera olika politiska medel inom t.ex. arbetsmarknads-, bostads-, infrastruktur- och den regionala utvecklingspolitiken.

Flera tidigare undersökningar har visat att den geografiska rörligheten på arbetsmarknaden har minskat trendmässigt från mitten av 1960-talet fram till början av 1980-talet.

TPF

2

FPT

Föreliggande

rapport kompletterar dessa studier dels genom att behandla geografisk rörlighet i termer av både flyttningar och arbetspendling, dels genom att fokusera på en tidsperiod som sträcker sig ända fram till 2005.

Utan att gå händelserna allt för mycket i förväg, kan vi konstatera att den geografiska rörlighet på arbetsmarknaden i början av 2000-talet framstår som förhållandevis god. Flyttningarna har ökat trendmässigt sedan början av 1980-talet och befinner sig nästan på samma nivå som under den så kallade flyttlasspolitikens era i slutet av 1960-talet. Vi kan också konstatera att arbetspendlingen ökat avsevärt under de senaste 30 åren. Den kortväga pendlingen (över kommungräns) har nästan fördubblats och den

TP

2

PT

Holmlund, B. [1984], Edin, P-A. & Holmlund, B. [1994] och Nilsson, C. [1995].

långväga pendlingen (över lokal arbetsmarknadsgräns) har mer än fördubblats. Huvuddragen i denna utveckling illustreras i diagram 1.1.

Diagram 1.1 Utveckling av antal flyttningar och antal pendlare över LA-gräns 1975–2004/2005

Antal personer

0

50 000 100 000 150 000 200 000 250 000 300 000 350 000

1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005

Flyttningar

Pendlare

Anm.:

Detaljer rörande avgränsningen i lokala arbetsmarknader (LA) presenteras i kapitel 4 och Appendix A.

Källa:

Bearbetningar av SCB:s Befolkningsstatistik, Folk- och bostadsräkning samt Registerbaserad arbets-

marknadsstatistik.

Den höga rationaliseringstakten inom jord- och skogsbruket krävde en hög rörlighet under 1960-talet. Samtidigt producerades en större andel av varor och tjänster lokalt varvid behovet av geografisk rörlighet var mindre i jämförelse med hur den rumliga fördelningen av produktionen utvecklats under senare år. En ökad koncentration av ekonomisk aktivitet i kombination med en tilltagande differentiering av såväl produkter som arbetskraftens kompetens, har tillsammans med snabba förändringar på världsmarknaden, medfört ett ökat behov av geografisk rörlighet. Parallellt med denna utveckling har realinkomsterna ökat vilket på marginalen kan betyda att individerna i högre grad prioriterar olika livskvalitetsfaktorer som inte är direkt arbetsmarknadsanknutna vid val av bostadsort. För vissa grupper kan det senare leda till minskad

vilja till flyttning eller pendling över längre distans, för andra till ökad benägenhet till rörlighet.

Syftet med denna rapport är att beskriva den geografiska rörlighetens utveckling och sammansättning samt analysera rörlighetens drivkrafter och effekter.

TPF

3

FPT

De olika begrepp som vi

kommer att använda för att beskriva den geografiska rörligheten definieras i förklaringsruta 1.1.

Föklaringsruta 1.1 Definitioner av begrepp

Geografisk rörlighet

Med geografisk rörlighet avses här flyttning och pendling.

Flyttning

I denna rapport analyseras flyttningar mellan lokala arbetsmarknadsregioner i Sverige avseende individer som enligt befolkningsregistret bytt ort för mantalsskrivning från ett år till ett annat. Presentation av beskrivande statistik och statistisk analys avser, om inte annat anges, flyttningar över gräns till annan arbetsmarknadsregion.

Pendling

Här avses pendling mellan bostaden och arbetsstället, vilket definitionsmässigt innebär att individen har ett arbete. I likhet med analysen av flyttningar avses primärt pendling över gräns till regional arbetsmarknadsregion. Den beskrivande statistiken anger antalet personer som pendlade under ett visst år. Längre fram i rapporten avser analyserna personer som påbörjade pendling eller förändrade pendlingsdestination från ett år till ett annat.

Migration

I denna rapport används migration som synonym till flyttning.

Vi gör inte anspråk på att erbjuda en heltäckande kartläggning och analys i dessa avseenden, exempelvis analyseras inte flyttningar och pendling inom kommuner och i huvudsak inte mellan kommuner i samma region. Vi försöker inte heller i detalj gå in på frågan om de långväga flyttningarna är arbetsmarknadsrelaterade eller ej.

TP

3

PT

Vi är tacksamma för givande diskussioner och värdefulla synpunkter från referensgruppen

till denna bilaga till LU 2008: Peter Fredriksson (IFAU), Maria Melkersson (SIKA), Peter Vikström (ITPS) och Maria Wikhall (Statskontoret) och från våra kontaktpersoner på Finansdepartementet: Fredrik Bystedt, Jasmina Hopstadius och Annika Århammar. Vi tackar också för goda synpunkter och förslag från arbetsmarknadsgruppen vid Nationalekonomiska institutionen, Umeå universitet. Vi vill rikta ett särkskilt tack till ITPS, som tillhandahållit allt datamaterial till bilagan och till Markus Lindvert och Maria Wenmaekers-Gobert för utmärkt assistans i samband med detta. Kvarvarande brister ansvarar författarna ensamma för.

Individer väljer att stanna eller flytta av många orsaker och vi gör inga direkta försök att fastställa den relativa betydelsen av dessa.

I kapitel 2 ger vi en översiktlig beskrivning av olika teoretiska modeller för individers och hushålls rörlighetsbeslut och effekter av rörlighet i ett samhällsekonomiskt perspektiv.

I kapitel 3 presenteras huvudresultaten i ett urval ur den numera mycket omfattande svenska och internationella litteraturen om geografisk arbetskraftsrörlighet.

Kapitel 4 ägnas åt en beskrivning av den geografiska rörlighetens omfattning och trender under de senaste 30 åren. Fokus riktas mot rörlighetens utveckling totalt sett, olika befolkningsgruppers rörlighet, utbytet med omvärlden samt utfallet av rörligheten för olika regiontyper. Vi jämför också den geografiska rörligheten i Sverige med rörligheten i ett antal OECD-länder. I första hand analyserar vi rörlighetens utveckling mellan lokala arbetsmarknadsregioner. I vissa undantagsfall berörs rörlighet mellan kommuner och län.

I kapitel 5 gör vi en analys av den regionala omflyttningens drivkrafter och utvecklingen av de regionala obalanserna på arbetsmarknaden. Främst studerar vi hur regionala arbetsmarknadsförhållanden inverkat på omflyttningen samt hur denna påverkan förändrats under de senaste tjugo åren. Vi undersöker också vilken betydelse högskolesektorns expansion haft för den regionala omflyttningen. I analysen av regionala obalansproblem på arbetsmarknaden studerar vi hur de regionala skillnaderna i arbetslöshet och sysselsättningsintensitet har utvecklats i Sverige och jämför de svenska obalanserna med regionala skillnader i andra utvecklade ekonomier.

I kapitel 6 analyserar vi rörligheten på individnivå genom att skatta modeller som försöker förklara sannolikhet för flyttning respektive pendling med hjälp av individdata från register över den svenska befolkningen. Vi skattar även effekter av rörlighet på bruttoarbetsinkomster för olika grupper av individer och hushåll.

Kapitel 7 innehåller en sammanfattande diskussion av resultaten.

2. Teorier om geografisk rörlighet

Ekonomiska teorier om flyttning (migration) och arbetspendling, presenteras i detta kapitel. Migration är inte alltid direkt arbetsmarknadsrelaterad och teorier om flyttning behöver därför inte nödvändigtvis ta hänsyn till arbetsplatsers lokalisering. Pendling innebär definitionsmässigt att individers agerande på arbetsmarknaden och bostadsmarknaden bör behandlas inom en gemensam teoriram. Migrationsteorierna formuleras därför med liten och endast indirekt hänsyn till arbetsplatsers geografiska lokalisering i förhållande till bostaden, medan presentationen av pendlingsteorier behandlar båda marknaderna. Presentationen av teorier är översiktlig, utan att vara fullständigt uttömmande.

2.1. Teorier om migration

I detta avsnitt görs en förenklad översikt över några ekonomiska teorier som kan vara fruktbara som utgångspunkt för att analysera frivilliga flyttningar inom ett land.

TPF

4

FPT

Inledningsvis behandlas valet

mellan att stanna eller flytta med utgångspunkt från en enskild individ. Senare i avsnittet diskuteras migration ur ett hushållsperspektiv.

2.1.1. Generella nyttomaximeringsmodeller

Ekonomisk nyttomaximeringsteori erbjuder ett sammanfattande och extremt generellt perspektiv på individers flyttningar. Under

TP

4

PT

Framställningen bygger bland annat på Greenwood, M. J. [1985, 1997], Shields, G. M. &

Shields, M. P. [1989] och Gallup, J. L. [1997]. Flera av teorierna är förmodligen helt eller delvis kompatibla med migrationsteorier inom andra ämnesdiscipliner, t.ex. inom kulturgeografi eller sociologi. Teorierna kan vara mindre lämpliga för att studera internationell migration, t.ex. av flyktingar från våld och svält samt intern migration inom fattiga utvecklingsländer.

givna förutsättningar kommer en individ helt enkelt att bosätta sig där dennes subjektiva nytta maximeras. De givna förutsättningarna kan bestå av begränsad mängd information och att ett antal restriktioner som gör det omöjligt att bosätta sig på vissa platser. Nyttan antas vara bestämd av materiella och immateriella faktorer som kan, men inte behöver, vara prissatta på marknader. Kombinationer av regionala förhållanden t.ex. arbetsmarknadsförhållanden, bostadspriser, närhet till släkt och vänner, kulturutbud och samhällsservice kan bestämma individens nytta av att bosätta sig i en viss region. Till detta kan läggas att individen antas maximera nyttan inte bara för stunden utan även över en överblickbar period in i framtiden där lokaliseringsbeslutet baseras på förväntningar om framtida fördelar och nackdelar med att bo i en viss region. Dessutom antas att värdet av fördelar och nackdelar diskonteras, dvs. fördelar och nackdelar som inträffar i framtiden får allt lägre nuvärde och blir följaktligen av mindre betydelse ju längre fram i tiden de uppträder.

Individuella preferenser och kompenserande faktorer

Teorin har i denna enklaste form ett antal självklara men viktiga implikationer. Eftersom det är många faktorer som bestämmer individens samlade nytta, kan låga löner och arbetslöshet kompenseras av annat som individen värdesätter, vilket innebär att helt andra än krassa, pekuniära faktorer kan driva individens flyttbeslut. Det kan medföra att skillnader i regionala löner och inkomster eller regional arbetslöshet kan bestå på lång sikt trots stora mellanregionala omflyttningar. Detta är av central betydelse för hur vi kan tolka observationer av regionala skillnader i ekonomiska variabler.

Regionala skillnader i t.ex. arbetslöshet och inkomster kan vara tecken på dåligt fungerande arbetsmarknader och för låg geografisk arbetskraftsrörlighet. Sådana skillnader kan lika gärna återspegla utfallet av individers optimala val i en långsiktig jämviktssituation som också är optimal ur samhällelig synpunkt. Enligt den enkla nyttomaximeringsteorin varierar preferenser och restriktioner individer emellan och de förändras över tiden. Detta innebär att vi troligtvis alltid kommer att observera en viss mängd in- och utflyttning till och från, regioner i en ekonomi. Dessutom kommer flyttströmmarnas omfattning och riktning att förändras över tiden. Slutligen implicerar teorin att flyttningarna generellt sett kommer

att avta med individers ålder och med geografisk distans mellan regioner eller orter. Detta följer av att flyttning medför kostnader som ska tjänas in över den förväntade återstående livslängden och att tillgången på information och eventuellt flyttkostnader (i vid mening) varierar med distans.

För den enskilde individen är regionala priser, löner och andra marknadsförhållanden (t.ex. bostadsköer eller arbetslöshet) av yttervärlden givna faktorer. Dessa kommer dock att påverkas av individernas sammanlagda lokaliseringsbeslut eftersom flyttningar påverkar befolkningsstorlek och arbetskraftsutbud. Enligt en ren neoklassisk nationalekonomisk modell med ett antagande om fullständig konkurrens, kommer, något förenklat, regioner med stor nettoinflyttning att erfara press nedåt på löner, stigande bostadspriser och diverse negativa trängseleffekter. I regioner med stor nettoutflyttning sker det omvända. Under vissa förutsättningar implicerar denna teori att prisanpassningen verkar stabiliserande i den meningen att temporära obalanser på de regionala arbetsmarknaderna elimineras bl.a. via flyttningar och att nettoflyttningsströmmarna kommer att bromsas upp successivt.

Flyttningar som självgenererande process

Alternativa teorier som introducerar stordriftsfördelar i produktion och konsumtion, transport- och informationskostnader, produktdifferentiering, kollektiva varor eller element av modern endogen tillväxtteori, leder till slutsatsen att stora nettoflyttströmmar i en riktning under en period kan leda till fortsatta nettoflyttströmmar i samma riktning under efterföljande perioder. Under förutsättningen att produktiviteten i befolkningsstora och befolkningstäta regioner är högre än i regioner med mindre befolkning och befolkningstäthet samt att omflyttningarna befäster denna skillnad, kan migration generera ytterligare flyttning i samma riktning. Denna process pågår till dess att hela befolkningen är samlad i ett fåtal mycket befolkningsstora och befolkningstäta regioner. En sådan utveckling kan också i teorin drivas av att individernas nytta av fritid är större i regioner med större och tätare befolkning. Med dessa teorier kan observerade flyttmönster och regional befolkningsutveckling förklaras på ett sätt som inte är möjligt med den grundläggande neoklassiska modellen för fullständig konkurrens i dess mest renodlade form.

Vissa modeller för ekonomiskt tillväxt på regional- eller nationell nivå har inkorporerat migration i modellerna, helt eller delvis i neoklassisk anda.

TPF

5

FPT

Individernas beteende grundar sig på nytto-

maximering över tiden. Vid fri migration mellan länder och regioner kommer, allt annat lika och under vissa förutsättningar, regionala eller nationella skillnader i realinkomst per capita att generera flyttningar tills de nationella eller regionala skillnaderna i inkomster utjämnas helt eller att bestående inkomstskillnader kompenseras av annat som ingår i individernas nyttofunktioner. Flyttarna medför dock en omfördelning av humankapital vilket kan ha speciell betydelse för långsiktig ekonomisk tillväxt t.ex. när humankapitalet påverkar den tekniska utvecklingen (i vid mening). I teorin kan därför migration leda till såväl minskande som ökande regionala och nationella skillnader i per capita inkomster över tiden.

Generell ekonomisk nyttomaximeringsteori är med andra ord konsistent med i stort sett vilket flyttmönster och vilka regionala obalanser som än observeras i en ekonomi där individer har fria val. Den är alltså svår att testa (falsifiera) och dessutom kan det problem som ska studeras (t.ex. en viss typ av flyttningar) ofta göras på ett mera insiktsgivande sätt med ett mera avgränsat teoretiskt perspektiv. Flera av de vanligast förekommande teoretiska ansatserna om flyttningar kan betraktas som specialfall av ekonomisk nyttomaximeringsteori oavsett vilka bakomliggande faktorer som forskaren vill betona betydelsen av: inkomster, platsanknytning, sociala nätverk, miljöfaktorer, kulturella värden eller andra livskvalitetsaspekter.

I det följande ges en kort beskrivning av tre typer av teorier som betonar individen som, i tur och ordning, arbetskraft, investerare i humankapital eller konsument av regionala faciliteter.

TP F

6

FPT

Därutöver

diskuteras två teoretiska ansatser som belyser lokaliseringsbeslut bland gifta och samboende par. Teorierna överlappar varandra och en teori kan inte ges en distinkt avgränsning från de andra.

TP

5

PT

Se t.ex. Barro, R. J. & Sala-i-Martin, X. [2003] och Braun, J. [1993].

TP

6

PT

Översättning från det engelska uttrycket

amenities. Ordet facilitet har enligt Svenska

Akademiens ordlista (1998) betydelserna: fördel, förmån; bekvämlighet; underlättande hjälpmedel.

2.1.2. Individen som arbetskraft

Neoklassisk teori för individers arbetskraftsutbud och sökteoretiska arbetsmarknadsmodeller

TPF

7

FPT

är två vanliga teoretiska

a

T

nsatser i studier som syftar till att analysera geografisk omfördelning av arbetskraft.

TTPF

8

FPT

I de neoklassiska modellerna med

löneflexibilitet är det regionala skillnader i löner som driver migrationen. Förändringar på regionala marknader, t.ex. en negativ störning som drabbar

T

en viss region A:s ekonomi med minskad

arbetskrafts

T

efterfrågan som följd och samtidigt den omvända

utvecklingen i region B, leder till fallande löner i region A och stigande löner i B. Dessa löneskillnader leder i sin tur till flyttningar från A till B tills dess att l

T

önerna utjämnas eller

kompenseras av annat som påverkar nyttan. I en neoklassisk modell kombinerad med antagande om stela löner (t.ex. via kollektiva avtal) kommer i stället arbetslöshetsnivåerna att driva migrationsflödet. Stigande arbetslöshet i region A och sjunkande arbetslöshet i B

T

kommer att generera migration från A till B till

dess att de regionala skillnaderna i arbetslöshetsnivåer utjämnats eller kompenseras av andra regionspecifika förhållanden.

Sökprocessen

De sökteoretiska modellerna utgår från att de arbetssökande, som kan vara utanför arbetskraften, arbetslösa eller sysselsatta, och företagen som söker arbetskraft har ofullständig information. Sökprocessen är kostsam i form av utebliven inkomst eller fritid för den arbetssökande och utebliven produktion för företaget. Arbetssökande matchas ihop med lediga platser och en arbetssökande fyller en ledig plats när denne får ett anställningserbjudande vars värde överstiger individens krav, den s.k. reservationslönen. Flyttningar kan ses som ett specialfall vid denna typ av jobbmatchning där arbetssökande i alla regioner kan söka och få ett anställningserbjudande från alla andra regioner. En viss andel av lyckade matchningar medför flyttningar efter det att ett anställningskontrakt föreligger, s.k. contracted migration. Man kan också tänka sig att arbetslösa arbetssökande först flyttar till en annan regional arbetsmarknad för att på plats söka efter jobb,

TP

7

PT

Se t.ex. Rogerson, R., Shimer, R. & Wright, R. [2005].

TP

8

PT

Se t.ex. Braun, J. [1993], Carrington, W. J., Detragiache, E. & Vishwanath, T. [1996],

Gallup, J. L. [1997], Jackman, R. & Savouri, S. [1992] och van Ommeren m.fl. [2000].

s.k. speculative migration. Reservationslönens nivå bestäms av inkomsten i alternativfallet, t.ex. inkomst från innevarande anställning eller från arbetslöshetsförsäkringen. Individen kan också investera i ett intensifierat sökande och därmed få flera anställningserbjudanden. Värdet av anställningserbjudanden uppskattas bland annat med hänsyn till kostnader för flyttning och pendling. Allt annat lika kan man, under rimliga antaganden, förvänta sig att antalet matchningar mellan arbetssökande och lediga platser som leder till nya anställningar ökar med stigande vakanstal, ökat arbetskraftsutbud, förbättrad information, sänkta reservationslöner, ökad sökintensitet och minskade kostnader för pendling och migration. Förbättrad anpassning av de arbetssökandes kvalifikationer i relation till arbetskraftsefterfrågan kan också öka antalet lyckade matchningar.

2.1.3. Individen som investerare i humankapital

Migration kan ses som ett sätt för individen att öka värdet av sitt humankapital, t.ex. genom att flyttningen sker till en regional arbetsmarknad med högre löner och/eller större möjlighet att finna sysselsättning.

TPF

9

FPT

Individen antas göra en kalkyl (kanske indirekt

eller undermedvetet) av för- och nackdelar med att flytta jämfört med att stanna. I kalkylen sker en sammanvägning av alla faktorer som påverkar individens nytta, dvs. även icke-marknadsprissatta effekter. För dessa typer av effekter antas individen ha en betalningsvilja som kan användas i kalkylen och alla aspekter som är relevanta för flyttningsbeslutet kan direkt eller indirekt uttryckas i monetära intäkter och kostnader.

Värdet av alla framtida intäkter och kostnader diskonteras till nuvärde med hjälp av en diskonteringsränta där intäkter och kostnader avtar med hur långt in i framtiden som de förväntas uppträda. Förenklat väljer individen att bosätta sig i den region som maximerar nuvärdet av skillnaden mellan intäkter och kostnader (inklusive direkta flyttkostnader). Teorin har vissa direkta implikationer. Enligt teorin minskar lönsamheten av flyttning med individens ålder, diskonteringsräntans storlek och distans mellan utflyttningsort och inflyttningsort. Allt annat lika förväntas individerna flytta till regioner med högre löner, lägre boendekostnader eller större sannolikhet för sysselsättning. Vissa

TP

9

PT

Becker, G. S. [1964], Schultz, T. W. [1960] och Sjaastad, L. A. [1962].

versioner av humankapitalteorin betonar betydelsen av monetära eller marknadsprissatta effekter, men i princip vilar teorin på antagande om rationella och nyttomaximerande individer och därför ingår i kalkylen allt som påverkar nyttan positivt och negativt. Inom ramen för denna teori kan uppenbarligen individens efterfrågan på kultur och miljöfaktorer beaktas liksom även värdet av personliga nätverk som kan vara bundna till en viss lokalisering.

2.1.4. Individen som konsument av regionala faciliteter

En regions attraktionskraft kan också bestämmas av möjligheterna till att konsumera en rad regionspecifika nyttigheter i form av kollektiva varor och externaliteter i samband med offentlig och privat konsumtion. En genuint kollektiv vara kännetecknas av att en individs konsumtion inte påverkar andra individers konsumtionsmöjligheter av varan och att det inte går att exkludera personer som inte betalar från konsumtion. Vissa naturvärden som t.ex. vackra naturscenerier eller stadsdelar kan betraktas som kollektiva varor.

TPF

10

FPT

Ett exempel på (positiva) externaliteter som

uppträder via den regionala offentliga sektorn är att en kommun med höga medelinkomster har en större skattebas och därför kan locka med lägre skattesats och/eller bättre utbud av kommunala tjänster. Ett exempel på (positiva) externaliteter som uppträder via den privata sektorn är att regioner med stor befolkning och hög befolkningstäthet erbjuder ett större och rikare utbud av varor och tjänster som mindre och glesbefolkade regioner inte kan erbjuda. Allt detta kommer dock på en fri marknad att reflekteras i bl.a. boendekostnaderna. På grund av inflyttning ökar boendekostnaderna i de attraktivare regionerna medan de minskar i utflyttningsregionerna. Enligt teorin elimineras incitament till ytterligare omflyttning när boendekostnader och löner kompenserar för skillnader i regionspecifika faciliteter.

Om det är storleken på den regionala skattebasen och skalfördelar i produktionen som är huvudförklaringar till de regionspecifika faciliteterna, kan det finnas vissa kumulativa mekanismer som fortsätter att generera betydande omflyttning till regioner med stor befolkning och hög befolkningstäthet över långa perioder. Teoretiskt kan processen fortsätta tills hela befolkningen bor i en region. Utöver stigande boendekostnader i de attraktivare

TP

10

PT

Eller åtminstone semi-kollektiva varor, vilka delvis uppfyller definitionen av en kollektiv vara.

regionerna finns det minst två faktorer som motverkar total befolkningskoncentration. Den ena är att individer har olika starka preferenser för olika regionala attribut (inklusive de marknadsprissatta). Dessutom kan vissa icke-marknadsprissatta trängseleffekter reducera de befolkningstäta regionernas attraktionskraft.

2.1.5. Hushållsmodeller

För gifta eller samboende par kan individernas val av bostadsort ses som en kompromiss som maximerar hushållets totala utbyte av att välja från ett antal tänkbara lokaliseringar. Om en av parterna i ett förhållande måste flytta med till en ort som inte är optimal ur ett individuellt perspektiv, brukar denna kallas tied mover.

TPF

11

FPT

En av

parterna kan också vara tied stayer om denne bor kvar på en ort för den andra partens skull. I princip kan båda parterna vara tied movers eller tied stayers, dvs. faktiskt val av bostadsregion utgör en kompromiss som inte motsvarar det val någon av parterna helst skulle ha föredragit för egen del.

TPF

12

FPT

Om hushållet poolar inkomster så att en intjänad krona skapar samma nytta för individerna i hushållet oavsett vem av makarna som tjänar eller konsumerar denna slant, kommer hushållet att välja den lokalisering som, allt annat lika, ger den högsta sammanlagda inkomsten. I frånvaro av marknadsimperfektioner på arbetsmarknaden, bostadsmarknaden och övriga relevanta marknader, kommer hushållens lokaliseringsval att sammanfalla med en samhällsekonomiskt effektiv allokering.

TPF

13

FPT

Vissa anser att ökat kvinnligt arbetskraftsdeltagande kan ha negativa effekter på geografisk rörlighet på arbetsmarknaden, men enligt teorin behöver det inte vara så. För det första kan inträde i arbetskraften innebära att den nuvarande bostadsorten för ett gifta eller sammanboende par inte längre representerar en optimal lokalisering med hänsyn till bådas yrkeskarriärer. Detta kan resultera i flyttning med mannen som tied mover. För det andra kan ökad pendling över längre distanser, från den initiala bostadsorten eller från en ny bostadsort, bli ett sätt att hitta en optimal kompromiss.

TPF

14

FPT

För det tredje innebär ökat arbetskraftsdeltagande

TP

11

PT

Mincer, J. [1978].

TP

12

PT

Parterna håller samman så länge som den person som är ”tied mover” kan kompenseras tillräckligt av den andre partens inkomster eller på annat sätt så att nyttan av att stanna inom äktenskapet överstiger nyttan av att skilja sig från sin partner.

TP

13

PT

Se t.ex. Lundberg, S. J. & Pollak, R. A. [1996].

TP

14

PT

Långdistanspendling kan innebära väsentliga restriktioner för den part som inte pendlar.

bland kvinnor att det med varje flyttande hushåll flyttar ett större arbetskraftsutbud i absoluta tal.

Maktförhållanden påverkar

Ett problem med den teoriram som skissats ovan och som även gäller många hushållsmodeller är att maktförhållanden mellan makarna inte beaktas. Lundberg & Pollack (2001) visar att om makarnas interna förhandlingsstyrka eller maktförhållande har betydelse för val av bostadsort, kan makarnas kompromisser på denna punkt vara ineffektiva i samhällsekonomisk mening. Till exempel kan den ena partens yrkeskarriär gynnas mycket vid en flyttning samtidigt som den andra parten missgynnas i detta avseende. En kompromiss kan innebära att den gynnade parten lovar att i framtiden ska den andres karriär prioriteras. Men en tid efter flyttningen kan den gynnade parten ha en starkare förhandlingsposition tack vare högre inkomster och behöver därför inte nödvändigtvis hålla sitt tidigare löfte. Utfallet av nästa förhandlingsrunda kan mycket väl bli ett fortsatt gynnande av den starkare partens karriär på bekostnad av den svagare parten så länge som värdet av att fortsätta parförhållandet överstiger värdet av ett uppbrott. Hushållets val av bostadsorter sett över flera perioder kan därför utmynna i en stark inkomstutveckling för den ena parten samtidigt som den andra parten missgynnas på ett sätt som inte är i överensstämmelse med tidigare överenskommelser.

Lundberg & Pollack (2001) pekar på att bl. a. makarnas utbildning och inkomster kan vara faktorer som indikerar maktposition och förhandlingsstyrka. Dessa faktorer kan därför påverka hushållets val av bostadsort och därmed makarnas framtida karriärutveckling. Ur samhällelig synpunkt kan det sammantagna utfallet bli lägre total produktion jämfört med en situation där parterna från början kan upprätta ett kontrakt som inte omkullkastas av framtida förändringar i maktpositioner.

TPF

15

FPT

Makarna

inser att förhandlingsstyrkan kommer att påverkas och det kan leda till en ineffektiv bostadsort. En ineffektiv bostadsort kännetecknas av att den inte maximerar den totala hushållsinkomsten; den ena parten föredrar en större del av en mindre kaka och den andra parten föredrar att vara gift framför alternativet en högre inkomst och att vara skild.

TP

15

PT

Utöver ett negativt samhällsekonomiskt utfall finns det andra negativa aspekter som följer av den beskrivna processen.

2.1.6. Andra teoretiska perspektiv

Två relativt vanliga teoretiska ansatser är livscykelteorin och gravitationsteorin.

Livscykelteorin för migration går förenklat ut på att sannolikheten för flyttning varierar starkt med ålder och att vissa händelser över en individs livsförlopp ökar sannolikheten för flyttning. Exempel på sådana åldersanknutna händelser är övergång från grundläggande studier till arbetsmarknaden eller till högre studier, avslutande av högre studier, ingående i giftermål eller samboendeförhållande, barnafödsel, barnens inträde i skolan, barnens utflyttning hemifrån och egen eller partners pensionering. Denna ansats är till synes helt konsistent med t.ex. ekonomisk nyttomaximeringsteori och med humankapitalteori där individens kalkyl ser olika ut i olika skeden av livet.

Gravitationsteorin i dess enkla form implicerar att avstånd mellan orterna och orternas befolkningsstorlek och befolkningstäthet spelar roll för migrationsmönstret. Sannolikheten för flyttning mellan två orter beror på dessa två faktorer och i rikare modeller av en del annat. Det är svårt att se att denna teori tillför något utöver vanlig ekonomisk teori för nyttomaximering där transportkostnader, stordriftsfördelar och regionala faciliteter kan beaktas.

2.2. Teorier om pendling

Teorier om pendling involverar hushållets val av bostadens lokalisering och/eller den process som bestämmer var individen kommer att arbeta. En vanlig utgångspunkt är att lokalisering av arbetsplats och bostad är resultat av simultana beslut eller att modellerna behandlar s.k. samtidig jämvikt på flera marknader, bl.a. fastighetsmarknaden och arbetsmarknaden. I det följande behandlas endast kortfattat ett litet urval av det som här kallas regionalekonomiska modeller, vilka behandlar agglomeration och regionförstoring. Därutöver ges en rudimentär översikt över några sökteoretiska arbetsmarknadsmodeller.

TPF

16

FPT

Ett gemensamt drag i de regionalekonomiska modellerna är att det finns s.k. centripetala krafter som driver ekonomisk aktivitet in mot centrum och centrifugala krafter som driver lokaliseringar ut från centrum. Dessa krafter kan exemplifieras med att en ökad lönsamhet av att företag ligger nära varandra driver företagen närmare centrum medan stigande boendekostnader i centrum och fallande pendlingskostnader driver ut arbetskraft mot periferin. De sökteoretiska pendlingsmodellerna tar hänsyn till informations-, transaktions- och pendlingskostnader och dessutom behandlar även dessa modeller interaktion med bostadsmarknaden. Ett gemensamt drag i de sökteoretiska modellerna är att informationskostnader och kostnader för att flytta och/eller byta arbete medför att det kan vara rationellt för individer att fortsätta bo och arbeta på platser som till synes verkar ge ett sämre ekonomiskt utbyte än andra lokaliseringar (och därmed andra pendlingsavstånd).

En viktig implikation som följer av flera pendlingsmodeller är att preferenser för boende och annan konsumtion kan påverka individernas pendlingsavstånd, inkomster och boendekonsumtion där den ena faktorn kan kompensera för den andra i jämvikt (jämför diskussionen om kompenserande regionala löne- och arbetslöshetsskillnader i föregående avsnitt). Dessutom följer det relativt självklara att bra fungerande arbets- och bostadsmarknader tillsammans med en optimal nivå på infrastrukturinvesteringar är nödvändiga villkor för en god resurshushållning.

TP

16

PT T

En introducerande översikt över regionalekonomiska modeller och diskussion kring begreppet regionförstoring ges i Hanes, N. [2007]. Detaljerade översikter över regionalekonomiska modeller ges i Henderson, J. V. & Thisse, J.-F. [2004], vissa neoklassiska ansatser presenteras i Simpson, W. & van de Veen, A. [1992] och introduktion till sökteoretiska modeller ges i Rouwendal, J. [2004].

TTP PT

2.2.1. Regionalekonomiska modeller

Så kallade Monocentriska teorier för bostadens och arbetsställets lokalisering

TPF

17

FPT

bygger på antagandet om att all produktion sker på

ett enda ställe i ett centralt affärsdistrikt (Central Business District, CBD) dit alla arbetare pendlar från ett omgivande omland. I tidiga versioner av dessa teorier antas fullständig konkurrens och ett centralt element är att priset på mark- eller boendekostnaderna faller med avståndet från centrum och att individerna väljer bostadslokalisering (och därmed reskostnad) så att nyttan av bostadskonsumtion och konsumtion av övriga varor maximeras. Ökade reskostnader kan bytas mot ökad konsumtion av varor eller bostadsyta.

Senare arbeten har syftat till att frångå antagandet om ett givet centrum och i stället försöka bestämma formeringen av centrum (agglomeration) inom modellen.

TPF

18

FPT

De vanligaste förklaringarna till

agglomeration är att produktiviteten ökar med geografisk koncentration via stordriftsfördelar, bättre matchningseffektivitet mellan utbud och efterfrågan på arbetskraft, högre innovationstakt och effektivare spridning av kunskaper.

TPF

19

FPT

Stordriftsfördelar och

pendlingskostnader bestämmer den optimala storleken på städer i en ekonomi. Stordriftsfördelarna driver fram större städer men detta motverkas av ökande pendlingskostnader. Växande städer slutar växa när effektivitetsvinsten av ytterligare storleksökning på marginalen äts upp av ökade pendlingskostnader.

Fujita & Ogawa (1982) utvecklar en modell för den polycentriska staden där avkastningen av interaktion mellan företag avtar med avstånd. När pendlingskostnaderna blir tillräckligt höga uppstår flera CBD. Bland andra bygger Lucas & Rossi-Hansberg (2002) på denna modell där företagen vill ligga i centrum för att skörda produktivitetsvinster av att ligga nära andra företag. Detta driver dock ut bostäder från centrum och företagen tvingas därför betala högre löner för att rekrytera arbetskraft som kräver kompensation för stigande pendlingskostnader. Företagens lokalisering påverkas av dessa två motstridiga krafter

TP

17

PT

Se t.ex. Alonso, W. [1964], Muth, R. F. [1969], Mills, E. [1972], Wheaton, W. C. [1974].

TP

18

PT T

Arbeten av Starret, D. [1978] och Fujita, M. [1986] visade att modeller som ska förklara koncentration av ekonomisk aktivitet (agglomeration) måste baseras på minst en av tre egenskaper; rumslig heterogenitet, externa effekter eller imperfekt konkurrens.

T

TP

19

PT T

Se t.ex. Duranton, G. & Puga, D. [2004]. En tidig och ofta citerad modell presenteras i Henderson, J. V. [1974].

där förändringar som ökar vinsterna av företags samlokalisering ökar den geografiska koncentrationen av företag.

TPF

20

FPT

2.2.2. Sökteoretiska ansatser

Monocentriska modeller implicerar överlag att individer försöker minimera sina pendlingskostnader under givna förutsättningar. Detta tycks inte stämma med resultat från empiriska studier.

TPF

21

FPT

Sökteori för arbetsmarknaden kan ge en förklaring till att personer faktiskt verkar pendla längre eller till högre kostnad än vad som synes vara nödvändigt (s.k. wasteful commuting) Här ges också direkt koppling mellan individernas arbetsmarknadssituation och bostadssegregation.

Sökteoretiska modeller som beaktar pendlingskostnader bygger på den vanliga sökteorin för arbetsmarknaden som diskuterats i samband med teorier för flyttningar i avsnitt 2.1. När det gäller pendling beaktas både jobblokalisering och bostadslokalisering mera uttryckligt. Den arbetssökande antas söka efter jobb som kan finnas var som helst i ekonomin och accepterar ett jobberbjudande om värdet av detta överstiger reservationslönen. Den arbetssökande sätter reservationslönen med hänsyn till nivån på alternativinkomst, vilken kan bero av bl.a. arbetslöshetsunderstödets nivå men även med hänsyn till individens förväntningar om vilka löner som erbjuds på marknaden. Om den sätts för lågt riskerar den arbetssökande att acceptera ett för lågt bud och går miste om ett bättre erbjudande som sannolikt skulle ha dykt upp inom rimlig tid. Om reservationslönen istället sätts för högt blir söktiden lång och medför stora kostnader som inte täcks av löneerbjudanden vid fortsatt sökande.

Enligt sökteorin finns det för den arbetslöse dels direkta kostnader för att söka arbete, dels en kostnad i form av utebliven inkomst. Värdet av jobberbjudandet kan ses som lönen minus pendlingskostnader och/eller flyttningskostnader. Pendlingskostnader beror av distans och kostnad per kilometer, inklusive

TP

20

PT

Fujita (1988) betonar att varor och tjänster är differentierade inom samma produktgrupp och att agglomeration i huvudsak drivs av konsumenternas preferenser för varierat produktutbud, transportkostnader och stordriftsfördelar. Teorier inom det som brukar kallas den nya ekonomiska geografin (NEG) bygger delvis på Fujita (1988) när det gäller orsaker till agglomeration, men behandlar den geografiska spridningen av städer i en hel ekonomi. Se också Fujita, M. & Krugman, P. [1995]. Här finns implikationer för migration, men modellerna syftar inte primärt till att förklara pendling.

TP

21

PT

Se Hamilton, B. W. [1982].

värdering av tid. Dessutom finns det transaktionskostnader om man tvingas byta bostad. För den arbetslöse är det helt enkelt rationellt att inte vänta på det bästa möjliga jobberbjudandet, utan acceptera ett bud som är lika med reservationslönen som den sökande satt med hänsyn till sökkostnader och förväntade intäkter av fortsatt sökande. Det kan förklara observationer av två identiska individer som hade samma reservationslön, som har fått arbeten med identiska löner men som pendlar olika långt. Båda fick ett anställningserbjudande som översteg reservationslönen, det ena var något bättre genom lägre pendlingskostnad.

Direkta sökkostnader kan göra det rationellt för personen med högre pendlingskostnad att som anställd låta bli att fortsätta söka för att få ett jobb med kortare avstånd. Inför vi dessutom risken att bli friställd som en del av värdet av ett jobb och turordningsregler som bygger på anställningstid, kommer anställningstiden vid nuvarande anställning att ha ett värde som måste ges upp vid byte av arbetsgivare. Detta talar också mot fortsatt sökande för att minska pendlingskostnaden och vi kan i långsiktig jämvikt observera det som till synes är irrationellt långa pendlingsdistanser eller höga pendlingskostnader.

Stigande pendlingskostnader och kostnader för flyttning talar för lägre geografisk rörlighet eftersom värdet av jobb som ligger längre bort från den arbetssökandes lokalisering har mindre värde. Ett litet utbud av bostäder och transaktionskostnader vid byte av bostad kommer också enligt dessa modellansatser att minska rörligheten.

TPF

22

FPT

Wasmer & Zenou (2006) sammanfattar fyra tänkbara mekanismer till varför geografin har betydelse för arbetsmarknaden. Löntagare som bor längre bort från arbetsställen kan, för det första, ha sämre information och vara mindre produktiva än de som bor närmare jobben. För det andra innebär längre distans högre pendlingskostnader och därmed lägre nettolön. En tredje mekanism är att personer med långa pendlingsdistanser kan hoppa av sina anställningar oftare än andra. En fjärde mekanism är att arbetsgivare kan tänkas diskriminera arbetare som bor längre bort därför att dessa förväntas ha lägre produktivitet.

TPF

23

FPT

Deras sökmodell

som behandlar interaktion mellan arbetsmarknaden och bostadsmarknaden (markränta), implicerar att jämvikten på arbetsmarknaden är starkt beroende av rumsliga förhållanden. Vidare följer av modellen att flyttkostnader kan ha en väsentlig betydelse

TP

22

PT

Rouwendahl, J. [2004], van Ommeren m.fl. [1998, 1999, 2000a, 2000b].

TP

23

PT

Se Wasmer, E. & Zenou, Y. [2006] för referenser.

för arbetsmarknaden och att långtidsarbetslöshet har en tydlig rumslig dimension. Den senare effekten uppträder genom att individernas lokalisering i förhållande till arbetsplatserna har betydelse för arbetslöshetstidernas längd som i sin tur har återverkan på de långtidsarbetslösas lokalisering.

Arbetskraftens specialisering och differentiering ger upphov till thin labour markets, dvs. tunna arbetsmarknader i direkt översättning, enligt Manning (2003). Med tunn marknad menas här att det, inom en given regional arbetsmarknad, utannonseras endast ett fåtal lediga platser för en viss specialiserad yrkeskompetens. Dessutom är antalet arbetsgivare inom regionen som söker t.ex. en ögonläkare i regel en eller högst ett fåtal. Det ger arbetsgivaren möjlighet att självständigt sätta löner och arbetsvillkor (s.k. marknadsmakt). Sannolikheten för den arbetssökande att få ett acceptabelt anställningserbjudande av en lokal arbetsgivare inom en rimlig tidshorisont är därför liten. En ökad differentiering av arbetskraften och färre regionala arbetsgivare kommer att leda till en relativ ökning av mellanregional matchning mellan lediga platser och arbetssökande när både arbetsgivare och arbetssökande söker över större geografiska områden. Enligt denna ansats följer bl.a. ökad pendling över längre distanser till andra lokala eller regionala arbetsmarknader och att pendlingskostnaderna inte fullt ut kompenseras av högre löner (wasteful commuting).

3. Empirisk forskning

I detta kapitel ges en kort översikt över svenska och internationella empiriska studier som främst berör bestämningsfaktorer för geografisk rörlighet inom länder och ekonomiska effekter av denna typ av mobilitet. Primärt intresse ägnas åt flyttning och arbetspendling över längre distanser eller mellan regionala delarbetsmarknader. Empiriska undersökningar inom detta område avser i huvudsak drivkrafterna för geografisk rörlighet och då främst avseende flyttningar. Den vetenskapliga litteraturen om migration är mycket omfattande, den om pendling över något längre distanser är starkt begränsad. Generellt sett finns det fortfarande relativt sett få studier som belyser de ekonomiska och sociala effekterna av geografisk rörlighet. Här behandlas inte distansarbete via elektronisk kommunikation som växer, men som fortfarande verkar ligga på en relativt låg nivå.

TPF

24

FPT

Som diskuteras i föregående kapitel behöver en välfärdsoptimerande rörlighet inte nödvändigtvis sammanfalla med den rörlighet som maximerar nationalprodukten eller tillväxten av densamma. Rörligheten kan generellt antas bidra till effektivare matchning mellan arbetssökande och lediga jobb och påverka samhällets produktionsnivå och tillväxten på kort sikt, genom att den befintliga arbetskraftsefterfrågan tillgodoses och befintliga produktionsmöjligheter tillvaratas maximalt. På lång sikt kan rörligheten påverka tillväxten genom att humankapitalet fördelas geografiskt så att det gynnar inlärningsprocesser, innovationstakt och teknikspridning. Mellanregional rörlighet kan teoretiskt leda till utjämning av regionala skillnader i löner, arbetslöshet och per capita inkomster, men kan även leda till ökade skillnader i dessa variabler och även i extremfall till att vissa regioner avfolkas totalt.

TP

24

PT

Se t.ex. Vilhelmson, B. & Thulin, E. [2001].

Ekonomisk teori utgår i regel från att individerna strävar efter maximal nytta av alla materiella och icke materiella ting som påverkar subjektiv nytta. Det finns därför i strikt mening ingen möjlighet att särskilja ”ekonomiska” faktorer från ”ickeekonomiska” på det sätt som vi vanligtvis använder dessa termer i vardagligt tal. Här använder vi oss dock av ett mera konventionellt synsätt med ett huvudsakligt intresse riktat mot samband mellan migration och ”ekonomiska” variabler som lön, inkomst, tillväxt, arbetslöshet och sysselsättning. Vi behandlar även en del andra aspekter som vi anser har en direkt eller indirekt koppling till efterfrågan och utbud av arbetskraft på de regionala arbetsmarknaderna.

Frågan är då, givet alla dessa teoretiska möjligheter, om migrationen faktiskt påverkas av krassa ”ekonomiska” variabler och om rörligheten leder till ökad produktivitet och minskning av regionala obalanser. I nästa avsnitt presenteras empiriska resultat avseende bestämningsfaktorer för och effekter av mellanregional migration och pendling inom Sverige. Därefter redovisas resultat från ett urval av studier från övriga nordiska länder och från studier avseende övriga Europa och USA. Här behandlas främst studier som utsatts för vetenskaplig granskning, t.ex. i form av doktorsavhandlingar eller uppsatser i internationella tidskrifter som tillämpar ett granskningsförfarande. Ett mindre antal studier utanför denna kategori citeras också. Den översikt som följer är inte heltäckande men ger enligt vår mening en rimlig bild av vissa centrala resultat som de framträder i svensk och internationell empirisk forskning.

TPF

25

FPT

3.1. Mellanregional migration och pendling i Sverige

Kvantitativa studier av interna omflyttningar inom Sverige baseras till större delen på län och kommuner som regionala indelningar. Oftast antas flyttningarna över länsgränser vara relativt sett mera arbetsmarknadsrelaterade än flyttningar mellan kommuner. De senare sker oftast över kort distans inom samma län och antas vara

TP

25

PT

Vi inkluderar t.ex. bara en studie som explicit behandlar invandrarnas rörlighet i Sverige och behandlar inte direkt frågan om invandring och integration på arbetsmarknaden (se t.ex. Edin, P-A., LaLonde, R. J. & Åslund, O. [2000], Ekberg, J. & Hammarstedt, M. [2002], Ekberg, J. [1999], Lundh, C. [2005], Rooth, D-O. [1999] och Wadensjö, E. [1973]. Tidsperspektivet är i stort avgränsat till de senaste fyra decenniernas migration, se t.ex. Lundh, C. [2006] för ett ekonomiskt historiskt perspektiv på strukturomvandling, invandring och intern migration i Sverige.

mera knutna till hushållens bostadskarriär och förhållande på bostadsmarknaden. Ett mindre antal studier använder en funktionell indelning av lokala arbetsmarknadsregioner (LAregioner) som definierats via observerat pendlingsmönster.

TPF

26

FPT

I ett

fåtal fall används byte av arbetsställe som kriterium för arbetsmarknadsrelaterad rörlighet. I undantagsfall används direkta mått på geografisk distans som kriterium för att karaktärisera motiv till flyttning, då med det underliggande antagandet att migration över lång distans är mera arbetsmarknadsrelaterad än flyttningar över kort distans.

De empiriska studierna av geografisk rörlighet använder i regel statistiska modeller baserade på ekonomisk eller annan samhällsvetenskaplig teori. Data som analyseras är antingen data som avser aggregerad rörlighet mellan regioner eller data över individer. I det följande har studierna indelats efter vilken av dess typer av data som använts.

3.1.1. Aggregerade data

Migrationsmodellerna är ofta formulerade som att migrationsflödet (antalet flyttande) mellan regioner som äger rum mellan två tidpunkter (t.ex. år) beror av ett antal förklarande variabler.

TPF

27

FPT

De

vanligast förekommande ”ekonomiska” variablerna är:

  • Sysselsättningsmöjligheter, t.ex. uttryckt som regional sysselsättning, arbetslöshet eller tillgång på lediga jobb (vakanser)
  • Löner eller inkomster på regional nivå
  • Arbetsmarknadssituationen på nationell nivå
  • Regionala huspriser
  • Regionala skatter och offentligt utbud

TPF

28

FPT

De förväntade effekterna av dessa variabler (allt annat lika) är att en förbättrad arbetsmarknadssituation i en region, uttryckt som minskad arbetslöshet, ökad sysselsättning eller fler lediga jobb,

TP

26

PT

Fördelar och nackdelar med att använda administrativa respektive funktionella indelningar diskuteras i kapitel 4.

TP

27

PT

Dessa behandlas ibland som endogent bestämda inom modellen men i de flesta fall som exogent bestämda.

TP

28

PT

Det bör noteras att det offentliga utbudet av varor och tjänster kan röra sig om en mängd nyttigheter som inte behöver vara marknadsprissatta. Det kan t.ex. röra sig om utbildningsmöjligheter, kulturutbud, barnomsorg och sjukvård.

leder till ökad inflyttning och minskad utflyttning. Effekter i samma riktning förväntas vid en höjning av lönerna eller inkomsterna i regionen. Motsatta effekter förväntas vid en höjning av huspriserna. Höga regionala skatter antas minska inflyttningen och öka utflyttningen samtidigt som ett förbättrat utbud från den offentliga sektorn i regionen har motsatta effekter. Generellt antas de arbetsmarknadsrelaterade flyttningarna öka med totalt antal nyanställningar i den nationella ekonomin, in- och utflyttningen förmodas öka för alla regioner när nyanställningarna och arbetskraftsomsättning ökar i ekonomin som helhet.

Övriga vanligt förekommande förklaringsvariabler är: regional befolkningsstorlek och täthet, befolkningens åldersstruktur, distans till andra regioner, regionala miljö- eller livskvalitetsindikatorer och flyttningar under tidigare perioder. Dessa variabler kan ha olika betydelse enligt olika teoretiska perspektiv. I studier som grundar sig på ekonomisk teori kan de uppträda som rena ”kontrollvariabler”, men i det flesta fall ges en ekonomisk och ofta arbetsmarknadsrelaterad tolkning. En större regional befolkning och hög befolkningstäthet indikerar t.ex. mera väldiversifierade arbetsmarknader med goda pendlingsmöjligheter vilket antas öka regionens attraktionskraft. Befolkningens åldersstruktur har också en direkt ekonomisk koppling där humankapitalteorin antar relativt sett högre flyttningstal bland de yngre. Distans till andra regioner påverkar t.ex. informationskostnader och reskostnader. Faktorer som har med miljön eller andra livskvalitetsaspekter att göra kan ha en avgörande betydelse för hushållens nytta av att bo i en region vilket kan ta sig uttryck i kompenserande löne- och inkomstskillnader mellan regioner. Flyttningar under tidigare perioder brukar beaktas i dessa modeller därför att regioner med stor inflyttning under en period får ofta en förhöjd utflyttning under nästföljande perioder. Detta kan bland annat förklaras av tidsbegränsade anställningar eller inflyttning till studieorter där individer efter avslutade studier flyttar åter eller vidare till andra regioner.

Alla dessa aspekter kan motiveras med utgångspunkt från ekonomisk teori och ges en arbetsmarknadsrelaterad innebörd. Men i det följande koncentreras översikten av tidigare resultat på de variabler som traditionellt brukar betraktas som ekonomiska eller arbetsmarknadsanknutna. Till denna översikt har vi endast funnit en samhällsvetenskaplig publikation från modern tid, publicerad i avhandling eller vetenskaplig tidskrift, som studerar

mellanregional pendling med hjälp av aggregerade data från Sverige.

TPF

29

FPT

I tabell 3.1 sammanfattas resultaten av migrations- och pendlingsstudier baserade på aggregerade flyttströmmar mellan regioner i Sverige. Resultaten kommenteras som att respektive studie finner förväntade eller icke förväntade effekter av förklarande variabler på flyttningar. Förväntade effekter är något förenklat att högre löner eller fler lediga jobb i en region leder till ökad inflyttning och minskad utflyttning, ökad arbetslöshet ger minskad inflyttning och ökad utflyttning. Detta gäller givet att modellen antas ta hänsyn till alla andra variabler som kan påverkar flyttningarna.

TP

29

PT

Det kan självfallet inte uteslutas att någon eller några relevanta studier undgått vårt sökande. En översikt över pendlingsstudier med delvis annorlunda syften och utgångspunkter ges i Friberg, T. [2004].

Tabell 3.1 Sammanfattning av resultat från studier baserade på aggregerade data

Studie Resultat

Kommentar

Dahlberg, Å. & Holmlund, B. [1978]

Förväntade effekter av regional arbetslöshet och vakanser. Ej förväntade effekter av regionala löneskillnader.

Flyttningar mellan län.

Nilsson, C. [1989] Förväntade effekter av regional arbetsöshet. Inga signifikanta effekter av regionala löneskillnader.

Flyttningar mellan län.

Lundborg, P. [1991a] Regional arbetslöshet påverkar inmigrationen i förväntad riktning. Blandade resultat när det gäller effekterna av nationell arbetslöshet på utmigration. Skillnader i reallöner viktig bestämningsfaktor för migrationen från Finland.

Avser aggregerade migrationsflöden från Finland, Norge och Danmark till 24 län i Sverige perioden 1968– 1985.

Lundborg, P. [1991b] Förväntade effekter av regional arbetslöshet och antal sysselsatta på den regionala arbetsmarknaden. Effekterna av dessa variabler på rörligheten avtar med individernas ålder. Inga signifikanta effekter av reallöner och inget som tyder på att effekterna av löner förändras med individernas ålder.

Se Lundborg, P. [1991a].

Nilsson, C. [1995] Förväntade effekter av regional arbetsöshet och vakanser. Regionala löneskillnader påverkar inte migrationen i förväntad riktning.

Flyttningar mellan län.

Westerlund, O. [1997] Förväntade effekter av regional arbetslöshet och vakanser. Migrationen varierar positivt med totala antalet nyanställningar i ekonomin. Ej förväntade effekter av regionala löneskillnader.

Flyttningar mellan län.

Storrie, D. & Nättorp, B. [1997]

I stort sett förväntade effekter av regional arbetslöshet och vakanser.

Flyttningar mellan lokala arbetsmarknadsregioner

Edin, P-A., Heiborn, M. & Nilsson, C. [1998]

Förväntade effekter av regional arbetslöshet och vakanser. Migrationen varierar positivt med totala antalet nyanställningar i ekonomin. Ej förväntade effekter av regionala löneskillnader.

Flyttningar mellan län.

Tabell 3.1, fortsättning

Studie Resultat

Kommentar

Westerlund, O. [1998] Förväntade effekter av regional arbetslöshet och vakanser. Migrationen varierar positivt med totala antalet nyanställningar i ekonomin. Ej förväntade effekter av regionala löneskillnader.

Flyttningar mellan län.

Fredriksson, P. [1999] Förväntade effekter av regionala arbetslöshetsskillnader och av löneskillnader. Skillnader i regionalt sysselsättningsläge mera betydelsefullt än löneskillnader.

Flyttningar mellan län.

Aronsson, T., Lundberg, J. & Wikström, M. [2001]

Förväntade effekter på migrationen av regionala skillnader i arbetslöshet.

Nettomigration mellan kommuner.

Olsson, M. [2002] Positiv effekt av ökad pendling på löner. Pendling i Fyrstadsregionen med omnejd.

Lundberg, J. [2003] Förväntade effekter av regional arbetslöshet på nettomigration över ett tidsintervall på tre till fem år, positiva effekter av kommunala investeringar på nettomigration. Negativ korrelation mellan nettomigration och genomsnittlig inkomst i regionen.

Flyttningar mellan kommuner.

Östbye, S. & Westerlund, O. [2007]

Ökad sysselsättning i en region leder till ökad bruttoinflyttning och nettoimmigration i Sverige. Dock ingen signifikant effekt av regional sysselsättning på bruttoutflyttning.

Data på länsnivå för Sverige och Norge. Inga signifikanta effekter av regionalt arbetsmarknadsläge på migrationen i Norge.

Anm.: Förväntade effekter är något förenklat att högre löner eller fler lediga jobb i en region leder till ökad inflyttning och minskad utflyttning, ökad arbetslöshet ger minskad inflyttning och ökad utflyttning. Detta gäller givet att modellen antas ta hänsyn till alla andra variabler som kan påverkar flyttningarna.

Flyttströmmar påverkas av nationell och regional konjunkturen

När det gäller studier baserade på aggregerade flyttströmmar är det i regel flyttningar över läns- eller arbetsmarknadsregiongräns som analyseras. I stora drag visar dessa studier tämligen entydigt förändrade arbetsmarknadsförhållanden påverka migrationen. En ökning av arbetslösheten och en minskning av antalet lediga platser i en region (”push-effekter”) leder till ökad utflyttning och minskad inflyttning. Omvänt ökar flyttningarna till regioner där

det finns relativt sett större tillgång till lediga jobb och lägre arbetslöshet (”pull-effekter”).

TPF

30

FPT

Antalet nyanställningar i ekonomin som helhet verkar påverka de mellanregionala flyttningarna positivt.

TPF

31

FPT

Det betyder att

flyttningsaktiviteten stiger i högkonjunkturer och faller i lågkonjunkturer. Möjligen sker detta med viss fördröjning eftersom nyanställningarna brukar öka påtagligt först efter en viss tid av produktionsökning och därmed en bit in i högkonjunkturen. De arbetsmarknadsrelaterade flyttningarna ses i de tillämpade modellerna som specialfall av lyckade matchningar mellan arbetssökande och lediga jobb. Eftersom både arbetskraftsutbudet och antalet lediga platser ökar vid förbättrad konjunktur, kommer nyanställningar och flyttningarna också att öka. Det motsatta sker vid konjunkturavmattningar.

Sammantaget kan man konstatera att det finns ett tämligen starkt stöd för att migrationen inom Sverige har påverkats av det totala antalet nyanställningar på makronivå, regionala skillnader i sysselsättningsmöjligheter och att den utgör en viktig del av matchningsprocessen mellan arbetssökande och lediga platser.

Inkomsternas betydelse för flyttning

Det tycks inte finnas något entydigt stöd för att regionala skillnader i timlöner har påverkat flyttningsströmmarna. En möjlig orsak till detta är att de regionala skillnaderna i nominella bruttotimlöner är relativt små och att skatter och transfereringar reducerar dessa skillnader ytterligare.

TPF

32

FPT

Regionala variationer i

möjligheter för individer att finna sysselsättning eller ett specifikt jobb som passar de med specialiserad utbildning kan då vara relativt sett mera avgörande för hushållens val av bostadsort. Edin, Heiborn & Nilsson (1998) och Westerlund (1997, 1998)

TP

30

PT

Några studier som helt eller delvis redovisar stöd för dessa effekter är Aronsson, T., Lundberg, J. & Wikström, M. [2000], Edin, P-A., Heiborn, M. & Nilsson, C. [1998], Fredriksson, P. [1999], Dahlberg, Å. & Holmlund, B. [1978], Lundberg, J. [2003], Lundborg, P. [1991a, 1991b], Nilsson, C [1995, 1989], Westerlund, O. [1998, 1997] och Östbye, S. & Westerlund, O. [2007].

T

Lundberg, J. [2006] redovisar i likhet med Lundberg, J.

[2003] i stort sett inga signifikanta effekter av regional arbetslöshet för ett givet år på framtida nettomigrationen sett över ett helt nioårsintervall. Stockolmsregionen tycks utgöra undantag där skattningarna indikerar att arbetslösheten hade förväntade effekter på nettomigrationen under 1990-talet. Lundberg, J. [2006] redovisar dock inga estimat för kortare tidsintervall.

T

TP

31

PT

Se t.ex. Edin, P-A., Heiborn, M. & Nilsson, C. [1998] och Westerlund, O. [1998].

TP

32

PT

En annan möjlig förklaring till dessa resultat är att de lönevariabler som använts endast avser en begränsad del av arbetsmarknaden.

redovisar resultat som inte tyder på att lägre timlöner i en region skulle hänga samman med ökad utflyttning och minskad inflyttning. Men Nilsson (1989) finner förväntade effekter av regionala skillnader i bruttotimlöner, liknande resultat redovisas också i Nilsson (1995). Fredriksson (1999) finner visst stöd för att nettomigrationen varit högre till län med högre löneökningstakt men också att lönedifferenser verkar ha spelat en underordnad roll för flyttningarna i jämförelse med regionala skillnader i tillgång på arbete. Lundborg (1991b) studerar immigration från de övriga nordiska länderna till Sverige och finner signifikanta effekter i förväntad riktning av regional arbetslöshet på valet av region (län) för inflyttning. Intressant är också att de skattade effekterna av det totala antalet jobb på den regionala arbetsmarknaden och regional arbetslöshet på inflyttningen till de svenska länen, är störst bland ungdomarna (den största flyttargruppen) och avtar sedan med individernas ålder. När det gäller regionala lönenivåer (timlöner) indikeras inte motsvarande effekter.

Regionala skillnader och regionstorlek

I likhet med de flesta länder inom OECD tenderar de regionala skillnaderna i arbetslöshet i Sverige vara tämligen bestående över tiden.

TPF

33

FPT

Som tidigare påpekats kan detta vara förenligt med både

individuell nyttomaximering och långsiktig jämvikt. På lång sikt borde flyttningarna verka i utjämnande riktning när det gäller regionala skillnader i individernas reala inkomster. Detta oavsett om det är regionala skillnader i lönenivå eller i möjligheterna att finna ett arbete som påverkar arbetskraftens rörlighet. Persson (1997) studerar utvecklingen av per capita inkomster för län i Sverige under perioden 1911–1993 och finner starkt stöd för inkomstutjämningshypotesen. Rörlighet i kapital och teknikspridning verkar enligt resultaten att döma vara huvudförklaringarna till regional inkomstkonvergens. Studien tilldelar migrationen en blygsammare roll i sammanhanget. Fredriksson (1999) finner dock att migrationen spelar en nyckelroll när det gäller den kortsiktiga anpassningen av regional sysselsättning vid förändringar av efterfrågan på arbetskraft under åren 1963–1993. Östbye & Westerlund (2007) redovisar resultat för perioden 1985–2000 som tyder på att flyttningarna mellan län i Sverige reducerat regionala

TP

33

PT

Se kapitel 4 och t.ex. Elhorst, J. P. [2003], Skedinger, P. & McCormic, B. [1991] och Fredriksson, P. [1997].

obalanser och verkat i utjämnande riktning när det gäller regionala per capita inkomster.

De studier som använder aggregerade data ger ett starkt stöd för att större regionala arbetsmarknader, uttryckt i storlek på regional befolkning eller arbetskraftens storlek, är jämförelsevis mera attraktiva som flyttningsdestination och att de (allt annat lika) har mindre utflyttning. Detta brukar tolkas som att de större arbetsmarknaderna är mera differentierade, en faktor som troligen ökat i betydelse eftersom antalet hushåll med två förvärvsarbetande ökat och allt fler investerat i specialiserad utbildning. Andra möjliga förklaringar är att de befolkningsrika regionerna kan erbjuda ett rikare utbud av utbildning, vård, kulturutbud m.m., och att flyttningar under tidigare perioder skapat ett geografiskt samlat kontaktnät för potentiella inflyttare.

TPF

34

FPT

3.1.2. Studier på individnivå

Individdata kommer från skriftliga enkäter, personintervjuer och från officiella register. Data från officiella register är det mest vanligt förekommande bland de nationalekonomiska studierna. De sociologiska och kulturgeografiska studierna baseras något mer på de två andra datakällorna, men registerbaserade studier blir allt vanligare även inom dessa discipliner. I de registerbaserade studierna motiveras migrationsmodellerna med utgångspunkt från humankapitalmodellen eller varianter av denna. Studier över mellanregional pendling eller pendling över längre distans är mycket få

TPF

35

FPT

. De vanligast förekommande variablerna i studier baserade på individdata är:

  • Individens arbetskraftsstatus innan pendling, t.ex. arbetslös, sysselsatt eller utanför arbetskraften
  • Individens ålder och utbildning
  • Kön
  • Hushållsattribut – t.ex. make/makas arbetskraftsstatus och utbildning samt förekomst av barn

TP

34

PT

Utbildningsutbudets betydelse behandlas direkt eller indirekt i Wikhall, M. [2001] och Eliasson, K. [2006]. Betydelsen av sociala nätverk behandlas t.ex. i Stjernström, O. [1998] och Garvill m.fl. [2004].

TP

35

PT

Pendling i Stockholmsregionen analyseras bl.a. i Mattsson, L-G. [1984] och Anderstig, C. & Mattsson, L-G. [1991].

  • Regionala karakteristika – t.ex. arbetslöshet, inkomstnivå, huspriser och pendlingsmöjligheter (rumslig struktur avseende arbetsplatser och bostäder)

Antalet migrationsstudier utförda med svenska mikrodata som publicerats i vetenskapliga tidskrifter med expertgranskning är fortfarande litet, men den numera goda tillgången på registerdata verkar ge visst resultat i form av ett svagt växande antal studier som passerat nålsögat till publicering i vetenskapliga tidskrifter eller som presenterats i doktorsavhandlingar.

Flyttningsstudier baserade på individdata innehåller i regel migrationsmodeller där ett antal individkaraktäristika, ett antal hushållsattribut och därutöver ett antal variabler som mäter regionala förhållanden, bland annat regionala arbetsmarknadsförhållanden, används som förklarande variabler till flyttning.

Tabell 3.2 redovisar ett antal svenska studier och redovisade resultat avser primärt effekten av arbetsmarknadsförhållanden på flyttning och pendling. Även effekter av flyttning på inkomst omfattas dock. Redovisningen är inte heltäckande och prioritet har givits åt studier som varit föremål för någon typ av vetenskaplig granskning.

Tabell 3.2 Sammanfattning av resultat, studier baserade på individdata

Studie Resultat Kommentar Holmlund, B. [1984] Makens arbetslöshet är inte signifikant förklaringsfaktor till migration. Positiva effekter av migration och byte av arbetsställe på individernas bruttoarbetsinkomster.

Baserad på detaljerad information om hushållet. Författaren konstaterar att frånvaron av statistiskt säkerställd effekt av i makens arbetslöshet kan bero på att urvalet innehöll endast ett fåtal arbetslösa personer.

Axelsson , R. & Westerlund, O. [1998]

Ingen effekt av regionalt arbetsmarknadsläge på flyttning. Ingen effekt av flyttning på hushållets samlade nettoinkomst efter skatt.

I likhet med Holmlund, B. [1984] avser studien gifta/samboende par och antalet observerade flyttningar är få.

Stjernström, O. [1998] Arbetslöshet i bostadskommunen ökar sannolikheten för flyttning. Sociala nätverk och annan individuell platsanknytning viktigare än arbetsmarknadsförhållanden för flyttning över kommungräns.

Detaljerad information från enkät- och registerdata. Flyttningar över kommungräns sker till mer än 85 % inom 40 km distans.

Widerstedt, B. [1998] Signifikant högre sannolikhet för migration bland personer med arbetslöshetserfarenhet. Inga effekter av regionala arbetsmarknadskaraktäristika på sannolikheten för migration.

Detaljerad information om individerna. Dock relativt få observationer av flyttningar. Intervjusvar indikerar att nytt jobb var primär orsak till flyttningar över länsgräns, andra orsaker viktigare vid flyttning över kommungräns.

Eliasson, K., Lindgren, U. & Westerlund, O. [2003]

Stigande arbetslöshet på en lokal arbetsmarknad leder till ökad utpendling och ökad utmigration. De arbetslösa och yngre personer utanför arbetskraften har högre sannolikhet för geografisk rörlighet.

Detaljerad individinformation och ett mycket stort antal observationer. Avser både migration och pendling mellan lokala arbetsmarknadsregioner. Betydligt större mellanregional rörlighet via förändring av pendling jämfört med migration.

Fischer , P. A. & Malmberg, G. [2001]

Skillnader i regionalt arbetsmarknadsläge spelar mindre roll för migrationen. Knytningar till arbete och familj är tillsammans med vistelsetiden i en region och vid ett arbetsställe, är de primära förklaringarna till frånvaro av geografisk rörlighet.

Mycket stort antal observationer och detaljerad information om individerna.

Tabell 3.2, fortsättning

Studie Resultat Kommentar Nilsson, K. [2001] Positiva effekter av migration på inkomster med undantag för kvinnor som bara flyttat en gång under en femårsperiod.

Stort antal observationer och hänsyn taget till många bakgrundsfaktorer.

Garwill, J. m.fl. [2002] Sverige och Norge skiljer sig från övriga nordiska länder genom att de arbetssökande uppvisade högre rörlighet. Familjeband och vänner på orten viktiga orsaker till att stanna.

Nordiskt forskningsprojekt, medverkan av forskare vid Kulturgeografiska institutionen vid Umeå universitet. Enkätundersökning.

Öhman, M. & Lindgren, U. [2003]

Högre sannolikhet för att långpendlaren ska vara man, ha minst 3-årig universitetsutbildning, ha tidigare erfarenhet av långpendling, ha en mycket låg eller mycket hög årsinkomst, ha en partner med universitetsexamen, inte ha barn, och bo i lägenhet. Långpendlaren bor också sannolikt i en liten eller medelstor stad.

Registerdata över svenska befolkningen. Långpendlare med ett avstånd på över 20 mil mellan de geografiska bostads- och arbetsplatskoordinaterna fågelvägen.

Johansson, M., Nygren,

O. &

Wictorin,

B. [2004]

Stor andel av flyttningarna verkar hänga samman med annat än övergång från icke-sysselsatt till arbete eller byte av arbete. Ungefär hälften av flyttningarna verkar inte vara direkt arbetsmarknadsrelaterade.

Studie över aggregerade flyttströmmar baserad på stort antal observationer med detaljerad information om individernas arbetskraftstatus innan och efter flyttning.

Nakosteen, R. A. & Westerlund, O. [2004]

Positiva effekter på individernas bruttoarbetsinkomster för de som var sysselsatta så väl som för de som var arbetslösa före flyttning. Individuell erfarenhet av arbetslöshet under föregående år och regional arbetslöshet ökar sannolikheten för utflyttning bland de sysselsatta.

Registerdata med detaljerad information och ett stort antal observationer. Avser ensamstående personer, flyttningar över LAregioner och åren 1994 och 1995.

Lundholm, E. m.fl., [2004]

Arbetsmarknadsrelaterade motiv är mindre viktiga för individernas beslut om flyttning jämfört med miljörelaterade och sociala motiv. Flyttningarna upplevs oftast som frivilliga.

Enkätdata från de nordiska länderna.

Tabell 3.2, fortsättning

Studie Resultat Kommentar Åslund, O. [2005] Invandrares val av bostadskommun vid intern omflyttning påverkas av arbetslösheten i kommunerna. Allt annat lika föredras kommuner med lägre arbetslöshet. För infödda indikeras inte denna effekt men däremot signifikanta och förväntade effekter av inkomstnivån i kommunen.

Data över invandrare som kom till Sverige 1981–1983 och 1987– 1989, jämförelsegrupp av infödda.

Niedomysl, T. [2006] Arbetsmarknadsrelaterade motiv till flyttning relativt sett viktigare än övriga motiv bland långväga flyttare.

Enkätdata från Sverige.

Lundholm, E. [2007] Mellan 1970 och år 2000 minskade andelen flyttare som var sysselsatta efter flyttning och andelen som studerade ökade.

Det partiella sambandet mellan migration och sysselsättning var negativt, dock något mindre negativt år 2000 jämfört med 1970. Allt annat lika var flyttningarna dock mera omfattande 1970 än år 2000.

Registerdata med detaljerad information och mycket stort antal observationer. Avser flyttningar mellan LA-regioner.

Flera av de redovisade studierna tar hänsyn till ett stort antal potentiella förklaringsfaktorer till flyttning. Förutom individkaraktäristika som ålder, kön, utbildning, arbetskraftsstatus m.m., beaktas familjeförhållanden och ett antal regionala attribut som t.ex. regional arbetslöshet och befolkningsstorlek.

TPF

36

FPT

När det gäller studier baserade på mikrodata finner Holmlund (1984) och Axelsson & Westerlund (1998) inga effekter av individuell arbetslöserfarenhet på sannolikheten för att individen flyttar. Resultat i Widerstedt (1998) tyder dock på högre sannolikhet för flyttning bland personer som drabbas av arbetslöshet. Liknande resultat redovisas också i Eliasson, Lindgren & Westerlund (2003) som även tar hänsyn till rörlighet i form av pendling. Nakosteen & Westerlund (2004) finner högre

TP

36

PT

Flera av studierna tar dock inte hänsyn till problemet med s.k. självselektion. Detta problem består i att de individer som flyttar har egenskaper som inte observeras av forskaren och att dessa egenskaper påverkar individernas inkomster. I så fall behöver eventuella inkomstskillnader mellan stannare och flyttare inte bero på flyttning utan skulle ha uppstått även i frånvaro av geografisk rörlighet.

flyttningssannolikhet bland personer som var sysselsatta men som hade egen arbetslöshetserfarenhet före flyttning. Bland dem som var arbetslösa var den genomsnittliga flyttningsfrekvensen tre gånger högre i jämförelse med motsvarande tal för sysselsatta, men skattningarna indikerar att sannolikheten för flyttning avtar med arbetslöshetstidens längd. Effekterna av individuell arbetslöshetserfarenhet studeras närmare i kapitel 6.

Som framgår av redovisningen i tabell 3.2, pekar några studier på att det finns andra starka motiv till flyttning eller frånvaro av flyttning än de faktorer som är direkt arbetsmarknadsrelaterade. Studier, familjebindningar, närhet till vänner verkar vara viktiga när det gäller beslut om att flytta eller stanna. Det finns givetvis invändningar som kan resas mot samtliga studier i tabell 3.2 och man kan inte grunda en övergripande bedömning enbart på antalet studier som kommer till den ena eller den andra slutsatsen.

De flesta studier baserade på större datamaterial och där rörligheten analyserats med hjälp av många förklaringsfaktorer, finner att individens arbetslöshet, knytning till arbetsplats eller regionala arbetsmarknadsförhållanden uppvisar förväntade effekter på individens beslut att stanna, pendla eller flytta. Dessutom indikeras att flyttningarnas effekt på bruttoinkomster är betydande. Det sistnämnda kan antyda att förväntningar om högre inkomster är viktiga motiv till flyttning. Teoretiskt kan man komma till slutsatsen att det egentligen är kulturutbud, kusiner och stadsarkitektur som fått individer att flytta och att dessa faktorer i sin tur råkar vara korrelerade med större sannolikhet för sysselsättning eller inkomster. Vår bedömning är att resultaten i de flesta studier tyder på att utkomstmöjligheterna fortfarande är viktiga motiv för hushållens val av bostadsort. Övriga faktorer som påverkar individers välbefinnande spelar självfallet en stor roll och deras relativa betydelse kommer förmodligen att växa över tiden i takt med att den materiella levnadsstandarden förbättras.

Avslutningsvis pekar de få studierna av pendling på att även denna form av rörlighet har effektivitetshöjande effekter i form av utpendling från regioner med högre arbetslöshet. Dessutom verkar förbättrade möjligheter till pendling ha en positiv effekt på lönerna. Det är märkligt att det fortfarande existerar endast ett fåtal studier över mellanregional pendling i Sverige och ingen som studerat effekter på individers bruttoarbetsinkomster. Som påpekats tidigare, mellanregional pendling i samband med nyanställning, verkar vara relativt sett mera betydelsefull när det gäller arbetskraftens geografiska rörlighet i jämförelse med flyttning.

Tillgången till registerdata med hög kvalitet ger svensk forskning mycket goda möjligeter till empirisk forskning på detta område.

3.2. Internationella studier över intern migration och pendling

När det gäller internationella studier avser översikten i stort sett enbart nationalekonomiska studier publicerade i internationella tidskrifter eller i avhandlingar. Här presenteras ett mindre urval ur denna grupp. En snabb genomgång av nordiska migrationsstudier från senare tid med nationalekonomisk inriktning och som publicerats i vetenskapliga tidskrifter ger vid handen att Finland och Sverige är relativt väl representerade, medan studier från övriga länder i norden är mindre frekventa vilket i synnerhet gäller studier över migration i Danmark.

Finland

Tervo (2000a) studerar sambandet mellan regional arbetslöshet och utflyttning i Finland och finner att hög arbetslöshet påverkar utflyttningen positivt. Resultaten indikerar vidare att individuell erfarenhet av arbetslöshet inte har så stor betydelse för sannolikheten att flytta. Tervo (2000b) finner att migration bidrar till ökad sannolikhet för sysselsättning genom att individen flyttar till en region med lägre arbetslöshet. Ritsilä och Ovaskainen (2001) redovisar resultat som tyder på att den regionala arbetsmarknadssituationen har betydelse för både in- och utflyttningen. Hög arbetslöshet bidrar till ökad utflyttning, dessutom är högutbildade individer särskilt benägna att flytta. Pekkala och Tervo (2002) studerar flyttningar bland arbetslösa och finner att de som flyttat har högre sannolikhet att vara anställda. Denna positiva effekt av migration försvinner dock när hänsyn tas till personliga karaktäristika såsom exempelvis ålder och utbildning. Migrationens effekter på inkomster analyseras i Pekkala (2002) som finner att flyttarna i Finland har högre inkomst och inkomsttillväxt än icke flyttarna. Särskilt hög var vinsten från flyttning för dem som flyttade till regioner med låg arbetslöshet. Pekkala (2003) studerar mellanregionala flyttningar i Finland för olika typer av individer. Resultaten indikerar att unga högutbildade individer flyttar till regioner med hög tillväxt. Samtidigt flyttar en del äldre individer

med lägre utbildning tillbaka till sina ”ursprungsregioner” vilket till viss del motverkar befolkningskoncentrationen i tillväxtområden.

Pekkala och Kangasharju (2002) studerar anpassningen i finska arbetsmarknadsregioner efter chocker i efterfrågan på arbetskraft. De finner visst stöd för att regional migration på några års sikt har betydelse för den regionala anpassningen. Mäki-Arvela (2003) studerar regional konvergens och chocker som påverkar den regionala efterfrågan på arbetskraft. Resultaten indikerar att graden av arbetskraftsdeltagande är en starkare anpassningsmekanism än regionala flyttningar. Flyttningar mellan arbetsmarknadsregioner i Finland analyseras i Hämäläinen och Böckerman (2004), där resultaten indikerar att hög arbetslöshet ökar utflyttningen. Vidare visar resultaten att inflyttningen påverkas positivt av lönenivån och den ekonomiska tillväxten, medan höga bostadspriser och brist på hyresbostäder påverkar inflyttningen negativt. Böckerman m.fl. (2004) visar att den regionala migrationen i Finland påskyndar den regionala divergensen i per capita inkomster. Kangasharju och Pekkala (2004) studerar också den regionala divergensen i BRP per capita i Finland och finner bland annat att regional migration har en viss konvergerande effekt i per capita inkomster.

Norge

Stambøl, Stølen & Åvitsland (1998) redovisar att mellanregionala flyttningsströmmar i Norge påverkas av regional arbetsmarknadssituation i förväntad riktning. Kommunal service är en viktig faktor för individernas lokaliseringsbeslut enligt resultat i Carlsen (2005). Skattade effekter av arbetslöshet på migration minskar när variabler som mäter regionala faciliteter tillförs modellen. Baserat på norska enkätdata finner Carlsen & Johansen (2004) att individernas subjektiva uppfattningar om regionala sysselsättningsmöjligheter har effekter på mellanregional migration i förväntad riktning. Carlsen m.fl. (2006) använder ett mått på utflöde från arbetslöshet till sysselsättning som indikator på arbetsmarknadsläge i Norska regioner. De finner ett positivt samband mellan detta mått och nettomigration och att det använda måttet är en bättre indikator på sannolikheten för arbetslösa att finna arbete i regionen i jämförelse med det regionala arbetslöshetstalet. Resultaten antyder endast små eller inga statistiskt signifikanta effekter av regionala löner på migration.

Danmark

Munch, 2003 finner att hög kommunalskattesats har negativa effekter och god kommunal service har positiva effekter på de danska hushållens val av bostadskommun. Dilling-Hansen & Smith (1996) finner att den regionala spridningen av lediga jobb och inkomster påverkar den mellanregionala omflyttningen i Danmark i förväntad riktning. Däremot indikeras oväntade effekter av regional arbetslöshet, där regioner med lägre regional arbetslöshet har lägre inflyttning.

Övriga Europa och USA

I likhet med de flesta studier över flyttningarna inom de nordiska länderna, tyder ett absolut flertal av studierna från övriga europeiska länder och från USA på att flyttningarna påverkas av regionala arbetsmarknadsförhållanden.

TPF

37

FPT

Flyttströmmarna går

enligt de flesta studier från regioner med hög arbetslöshet till regioner som erbjuder bättre möjligheter till sysselsättning och/eller högre löner.

TPF

38

FPT

Vissa studier antyder att det i första hand är de arbetslösa som flyttar och att den regionala arbetslöshetsnivån spelar mindre roll för flyttningar bland dem som redan har sysselsättning eller är utanför arbetskraften.

TPF

39

FPT

Borjas (2001) menar att invandrarna i USA

är mera känsliga för skillnader i regionala arbetsmarknadsförhållanden jämfört med de infödda och att de genom högre benägenhet till inrikes flyttning bidrar till förbättrad matchning på arbetsmarknaden. Vidare indikeras att de totala mellanregionala flyttningarna ökar när konjunkturen förbättras på nationell nivå och de avtar vid försämrad konjunktur.

TPF

40

FPT

TP

37

PT

Översikter ges bl.a. i Greenwood, M. J. [1997, 1985] och Herzog, H. W., Schlottmann, A. M. & Boehm, T. P. [1993].

TP

38

PT

För studier avseende länder i Europa, se t.ex. Jackman, R. & Savouri, S. [1992], Gabriel, P. E. & Schmitz, S. [1992], Johnes, G. & Hyclak, T. [1994], Decressin, J. W. [1994], Decressin, J. & Fatas, A. [1995], McCormick, B. [1997] och Huber, P. [2004]. Motsvarande resultat återfinns i de allra flesta studier avseende flyttningar inom USA, se exempelvis Blanchard, O. J. & Katz, L. F. [1992], Clark, D. E. & Hunter, W. J. [1992], Treyz, G. I. m.fl. [1993], Lin, G. & Xie, Y. [1998], Davis, P. S., Greenwood, M. J. & Li, H. [2001], Yankow, J. J. [2003], Cebula, R. J. & Alexander, G. M. [2006].

TP

39

PT

Se t.ex. Greenwood, M. J. [1985], Pissarides, C. A. & Wadsworth, J. [1989], Antolin, P. & Bover, O. [1997].

TP

40

PT

Se t.ex. Greenwood, M. J. & Hunt, G. L. [1984], Jackman, R. & Savouri, S. [1992] och Furceri, D.[2006].

Den geografiska rörligheten är generellt sett högre i USA än i Europa, mer än tre gånger så hög i jämförelse med Storbritannien

TPF

41

FPT

och två till tre gånger högre än i de flesta länder inom EU

TPF

42

FPT

.

Effekterna av regionala skillnader i arbetslöshet och löner på flyttningarna tycks vara mindre i Europa i jämförelse med USA.

TPF

43

FPT

Även i de fall de arbetslösa uppvisar högre benägenhet till flyttning, tycks migrationen i vissa Europeiska länder spela liten roll för utjämning av regionala skillnader i arbetslöshet.

TPF

44

FPT

Anpassningen

mot ny jämvikt efter så kallade asymmetriska regionala arbetslöshetschocker, exempelvis en situation där bara vissa regioner drabbas av snabbt stigande arbetslöshet, verkar generellt sett gå snabbare i USA i jämförelse med Europa. Migrationen spelar en större roll för utjämningen av obalanser på de regionala arbetsmarknaderna i USA än i Europa.

TPF

45

FPT

Flyttningarnas betydelse som

effektiv jämviktsskapande mekanism i USA ifrågasätts bland annat i en studie av Partridge & Rickman (2006), som finner att de kortsiktiga effekterna av regionala sysselsättningsförändringar på flyttningarna inom USA är relativt sett små och att det är på längre sikt som förändringar i den regionala sysselsättningen påverkar flyttningarna.

Flera amerikanska studier visar på att skillnader i regionala löner och arbetslöshet kompenseras av skillnader i andra regionala attribut, t.ex. klimat och miljö. Förändringar i dessa faktorer påverkar de regionala flyttningarna.

TPF

46

FPT

Regionala arbetsmarknadsförhållanden påverkar också pendlingen i förväntad riktning. Ökad regional arbetslöshet leder till ökad utpendling till andra regioner och/eller att pendling över längre distans hänger samman med högre timlöner eller inkomster.

TPF

47

FPT

Sambandet mellan bostadsmarknaden och arbetsmarknaden

behandlas mera uttryckligt i ett mindre antal studier.

TPF

48

FPT

Utbuds-

och efterfrågeförhållanden på fastighetsmarknaden och

TP

41

PT

Hughes, G. & McCormick, B. [1994].

TP

42

PT

Obstfeld, M. & Peri, G. [1998].

TP

43

PT

Bentivogli, C. & Pagano, P. [1999] och Puhani, P. A. [2001].

TP

44

PT

Pissarides, C. A. & Wadsworth, J. [1989], Antolin, P. & Bover, O. [1997], Faini, R. I. m.fl. [1997], Jimeno, J. F. & Bentolila, S. [1998].

TP

45

PT

Blanchard, O. J. & Katz, L. F. [1992], Decressin, J. & Fatás, A. [1995], Bentivogli, C. & Pagano, P. [1999].

TP

46

PT

Se t.ex. Greenwood, M. J. m.fl. [1991], Clark, D. E. & Hunter, W. J. [1992], Treyz, G. I. m.fl. [1993], Clark, D. E. m.fl. [2006], Partridge, M. D. & Rickman, D. S. [2006].

TP

47

PT

Se t.ex. Cameron, G. & Muellbauer, J. [1998], Artís, M., Romaní, J. & Suriñach, J. [2000], van Ommeren, J. m.fl. [2000], Manning, A. [2003], Hazans, M.[2004], Plaut, P. O. [2006].

TP

48

PT

Se t.ex. Cameron, G. & Muellbauer, J. [1996], van Ommeren, J. m.fl [2006].

transaktionskostnader för byte av bostad påverkar både flyttningar och pendlingsdistanser.

TPF

49

FPT

Höga kostnader för byte av bostad

minskar flyttningarna och ökar den totala omfattningen av pendling.

I litteraturen om pendling i storstadsregioner behandlas också effekterna av bostadssegregation på vissa minoriteters möjligheter att finna och upprätthålla arbeten med en bra lön. Geografisk tillgänglighet till arbetsställen spelar roll för pendlingskostnader och matchningen på arbetsmarknaden på ett sätt som systematiskt missgynnar de boende i områden med sämre tillgänglighet till arbetsställens. Hypotesen om ”spatial mismatch” har behandlats i stort antal studier.

TPF

50

FPT

Resultaten tyder generellt på att ökad tillgäng-

lighet till jobb hänger samman med större sannolikhet för att få ett jobb och högre lön.

Helhetsbild utifrån internationella studier

Den internationella litteraturen visar att ekonomiska förhållanden har stor betydelse för arbetskraftens geografiska rörlighet. Betydelsen av arbetsmarknadsvariabler som t.ex. löner, individuell arbetslöshet, regional arbetslöshet och antalet lediga jobb, varierar mellan olika studier och länder. Det sammantagna intrycket är att dessa faktorer, tillsammans med förhållanden på bostadsmarknaden, påverkar flyttning och pendling i enlighet med vad som kan förväntas enligt ekonomisk teori. Vissa studier tyder på att flyttningarna har mindre betydelse för att utjämna obalanser på de regionala arbetsmarknaderna i Europa i jämförelse med USA.

Antalet jämförande studier är få och indikerar att det kan finnas stora skillnader i detta avseende mellan olika länder inom Europa.

TPF

51

FPT

Generellt har högutbildade och yngre personer högre sannolikheter för flyttning i enlighet med humankapitalteorin. Ett annat genomgående resultat är att regioner med stor befolkning eller högre befolkningstäthet attraherar arbetskraft och att goda pendlingsmöjligheter lockar yrkesarbetande par.

TPF

52

FPT

Ett flertal studier tyder

också på att män pendlar längre distanser i jämförelse med kvinnor.

TP

49

PT

Se också Hofmeister, H. [2006].

TP

50

PT

Se t.ex. Kain, J. F. [1992], Holzer, H. J., Ihlanfeldt, K. R. & Sjoquist, D. L. [1998] och Hofmeister, H. [2006].

TP

51

PT

Resultat i Fredriksson, P. [1999] antyder att i detta avseende verkar Sverige vara något mera likt USA än Europeiska länder i allmänhet.

TP

52

PT

Se t.ex. Greenwood, M. J. [1985], Green, A. E. [1997], Costa, D. L. & Kahn, M. E. [2000].

4. Geografisk rörlighet – omfattning och trender 1974–2005

Befolkningens geografiska rörlighet har betydelse på flera nivåer i samhället. Arbetskraftens rörlighet är viktig för upprätthållandet av en väl fungerande arbetsmarknad och för utvecklingen av samhällsekonomin i stort. En situation med många arbetslösa och få vakanser i vissa regioner, samtidigt som det motsatta förhållandet råder i andra delar av landet, kan resultera i högre arbetslöshet, högre inflation och lägre tillväxt i ekonomin totalt sett. På makroekonomisk nivå är det därför viktigt att den geografiska röligheten är tillräckligt hög för att, tillsammans med andra jämviktsskapande mekanismer, komma till rätta med regionala obalanser på arbetsmarknaden. Ur ett regionalt rättviseperspektiv är det också önskvärt att arbetskraftens geografiska rörlighet bidrar till att minimera de regionala obalansproblemen på arbetsmarknaden. För individer och hushåll handlar det om att finna den lokalisering som maximerar den egna nyttan eller välfärden. I vissa fall är denna strävan förknippad med en hög geografisk rörlighet, i andra fall med betydligt mindre omfattande rörlighet.

Tidigare studier

Flera tidigare studier har visat att den geografiska rörligheten på arbetsmarknaden har minskat trendmässigt från slutet av 1960-talet fram till början på 1980-talet.

TPF

53

FPT

Föreliggande kapitel kompletterar

dessa undersökningar dels genom att behandla geografisk rörlighet i termer av både flyttningar och arbetspendling, dels genom att fokusera på en tidsperiod som sträcker sig ända fram till år 2005. Särskild uppmärksamhet riktas mot att jämföra rörlighetens utveckling före och efter 1990-talets djupa lågkonjunktur. Perioden fram till 1990-talskrisen är förhållandevis väl kartlagd i tidigare

TP

53

PT

Holmlund, B. [1984], Edin, P-A. & Holmlund, B. [1994] och Nilsson, C. [1995].

studier. Kunskapen om de senaste årens utveckling är mer knapphändig.

Befolkningens geografiska rörlighet är till viss del direkt eller indirekt relaterad till arbetsmarknaden. Arbetspendling är definitionsmässigt betingad på sysselsättning och är i den meningen motiverad av arbetsmarknadsskäl. När det gäller flyttningar gör den registerbaserade befolkningsstatistiken ingen uppdelning i arbetsmarknadsmotiverade flyttningar och flyttningar som förklaras av andra orsaker.

TPF

54

FPT

Många personer byter bostadsort

i samband med påbörjande och avslutande av studier. Den utbildningsmotiverade omflyttningen kan ses som ett led i en etableringsstrategi på arbetsmarknaden och är därför delvis att betrakta som arbetsmarknadsrelaterad. Demografiska faktorer och ändrade familjeförhållanden är exempel på andra motiv bakom flyttningar.

På senare år har det presenterats flera studier som argumenterar för att mönstren för geografisk rörlighet på arbetsmarknaden kommer att förändras och bli mer komplexa. Man talar ibland om industriella och post-industriella rörlighetsmönster.

TPF

55

FPT

Ett viktigt

inslag i denna omdaning av mönstren för bosättning och rörlighet är att människor i allt större utsträckning prioriterar attraktiva boendemiljöer. Det innebär att boendet i ökande grad skapar förutsättningar för arbete, inte tvärtom. En konsekvens av detta är att pendling kommer att bli allt viktigare för att hantera obalansproblem på arbetsmarknaden. Till viss utsträckning kan pendling fungera som ett alternativ till flyttning när man erbjuds arbete utanför den nuvarande bostadsregionen. Men beroendeförhållandet kan också verka i den motsatta riktningen, att man flyttar på grund av att pendlingsavståndet mellan bostad och arbete upplevs som för långt. Den regionala omflyttningen i sig kan också generera ökad pendling. Den kraftiga nettoinflyttningen till Stockholmsområdet är det mest slående exemplet på detta fenomen. Situationen på bostadsmarknaden i Stockholmsregionen gör att nyinflyttade ofta inte har något annat val än att bosättas sig på relativt långt avstånd från de delar av regionen där merparten av arbetstillfällena är lokaliserade och får därmed i allmänhet ett ganska långt pendlingsavstånd mellan bostad och arbete.

TP

54

PT

Enkätundersökningar kan ge en uppfattning om motiven bakom flyttningsbesluten, se t.ex. Lundholm, E. m.fl. [2004].

TP

55

PT

Se t.ex. Johansson, M. & Persson, L O. [1994].

Analys av rörlighetens utveckling

Syftet med detta kapitel är att presentera en översiktlig beskrivning av den geografiska rörlighetens utveckling. Tidsperspektivet är förhållandevis långsiktigt och omfattar perioden 1974–2005. Inledningsvis riktar vi uppmärksamheten mot flyttningarnas utveckling. Här studeras bland annat hur det totala antalet flyttningar utvecklats över tiden och hur flyttningarna påverkats av arbetsmarknadsläget. Vidare presenteras en analys av flyttningsbenägenheten för olika grupper i befolkningen. Flyttningsavsnittet avslutas med en analys av hur olika regiontyper påverkats av den inhemska regionala omflyttningen och av det internationella migrationsutbytet. Därefter riktar vi fokus mot pendlingens utveckling över tid och dess samband med läget på arbetsmarknaden. På detta följer en genomgång av pendlingsbenägenheten för olika grupper i befolkningen. För att få perspektiv på den svenska geografiska rörligheten presenterar vi avslutningsvis en jämförelse av flyttningar och pendling i Sverige och ett antal OECD-länder.

Tidigare svenska studier av geografisk rörlighet har oftast utgått från administrativa regionala indelningar som kommuner och län. Detta har motiverats med att nödvändig statistik av tradition främst har producerats för de olika administrativa regionala nivåerna. Till viss del har det också motiverats med att betydande delar av den offentliga politiken är relaterad till de administrativa nivåerna. Den största nackdelen av att arbeta med administrativa regionala indelningar är att dessa sällan överensstämmer med geografin för de ekonomiska processer som står i fokus.

I det här avsnittet av studien kommer vi att använda oss av tre olika regionala nivåer: kommun, län och lokal arbetsmarknad (LA). De två administrativa nivåerna behöver ingen närmare presentation. De lokala arbetsmarknaderna är funktionella arbetsmarknadsområden som bygger på statistik över arbetspendling mellan kommuner. Syftet med dessa är att skapa geografiska områden som är relativt oberoende av omvärlden med avseende på efterfrågan och utbud av arbetskraft.

TPF

56

FPT

Av detta följer att den lokala arbets-

marknaden avgränsar ett geografiskt område inom vilket en person

TP

56

PT

Det ursprungliga förslaget till kriterier för indelning i lokala arbetsmarknader utarbetades gemensamt av dåvarande Expertgruppen för forskning om regional utveckling och SCB, se Carlsson, F . m.fl. [1991]. I Appendix A presenteras mer detaljer kring avgränsningsmetoder etc.

med ett genomsnittligt pendlingsbeteende kan acceptera ett jobberbjudande utan att behöva flytta.

När det gäller migration anses flyttningar över länsgräns vara relativt sett mera arbetsmarknadsrelaterade än flyttningar över kommungräns. De senare sker ofta över kort distans inom samma län och antas vara mera knutna till hushållens bostadskarriär och förhållanden på bostadsmarknaden. Samtidigt utgör inte länen någon ideal approximation av en funktionell arbetsmarknad. Inom många län, särskilt de ytstora norrlandslänen, är avstånden så pass långa att pendling inte är något realistiskt alternativ till flytt. Det finns också ett betydande inslag av kortväga flyttningar över länsgräns i storstadsregionernas närhet som snarast förklaras av situationen på bostadsmarknaden. Med de lokala arbetsmarknaderna som utgångspunkt riktas fokus mot flyttningar som sträcker sig utanför den genomsnittlige pendlarens geografiska räckvidd. I den meningen är de lokala arbetsmarknaderna mera lämpade för att studera flyttningar av arbetsmarknadsskäl än både kommunerna och länen. Samtidigt medför alla indelningar gränsdragningsproblem och det är aldrig möjligt att erhålla en indelning som fullt ut separerar mellan olika flyttningsmotiv.

När det gäller pendling är utgångspunkten något annorlunda eftersom denna form av geografisk rörlighet definitionsmässigt är betingad på sysselsättning. I den meningen är all pendling arbetsmarknadsrelaterad och skiljer sig således från flyttning, som också förklaras av andra motiv än rent arbetsmarknadsmässiga. Vi klassificerar pendling över kommungräns som kortväga pendling. Det rör sig i allmänhet om pendling över distanser som ryms inom den typiske pendlarens geografiska räckvidd. Pendling över LAgräns definieras som långväga pendling. Det handlar om pendling över avstånd som normalt förutsätter flytt och avspeglar således en pendlingsbenägenhet över den genomsnittliga.

Genomgående använder vi oss av regionala indelningar som är konsistenta över tiden. På kommunnivå innebär detta att vi arbetar med en indelning av landet i 277 kommuner som är densamma under hela perioden 1974–2005. När det gäller länsnivån använder vi oss av den gamla indelningen i 24 län för hela perioden. Vi skiljer oss i detta avseende från SCB som i sin löpande rapportering av flyttningar och pendling över administrativa gränser inte tar hänsyn till de regionala indelningsändringar som skett genom åren. Det innebär att de rörlighetsmönster som vi redovisar är ett resultat av reella förändringar och inte en konsekvens av förändrade

administrativa avgränsningar.

TPF

57

FPT

När det gäller de lokala arbets-

marknaderna arbetar vi med en indelning av landet i 89 LA, definierade enligt pendlingsstatistik för år 2000.

TPF

58

FPT

Även i det här

fallet är avgränsningen densamma under hela perioden 1974–2005.

Utöver de tre regionala nivåer som presenterats ovan väljer vi av utrymmesskäl att redovisa en del resultat på en mer aggregerad nivå. Det handlar om en gruppering av de 89 lokala arbetsmarknaderna i fyra så kallade regionfamiljer: storstadsregioner, regionala centra, lokala centra samt småregioner. Grupperingen baseras uteslutande på de lokala arbetsmarknadernas befolkningsmässiga storlek.

TPF

59

FPT

Regionfamiljernas namn avspeglar så långt som

möjligt de ingående lokala arbetsmarknadernas position i landets ortshierarki. Vi vill understryka att det rör sig om aggregat av lokala arbetsmarknader som inte nödvändigtvis är homogena i rörlighetshänseende. Det innebär att utvecklingen för två LA i en viss regionfamilj mycket väl kan skilja sig åt och dessutom avvika från situationen för regionfamiljen totalt sett.

4.1. Flyttningarnas omfattning och trender

När man diskuterar hur den geografiska rörligheten på arbetsmarknaden utvecklats över tiden är det intressant att fundera på vilken referensperiod man utgår från. Flera undersökningar har visat att antalet flyttningar över länsgräns minskat trendmässigt från slutet av 1960-talet till början av 1980-talet.

TPF

60

FPT

Fenomenet är

inte unikt för Sverige. Liknande tendenser till en nedgående trend i antalet flyttningar över regiongräns noteras för en rad andra OECD-länder.

TPF

61

FPT

Diskussionen om en trendmässigt minskande

rörlighet har ofta det sena 1960-talets höga flyttningstal som utgångspunkt, det vill säga den period som normalt förknippas med begreppet ”flyttlasspolitik”. Statistik över flyttningar över församlingsgräns, som finns att tillgå från år 1900, visar dock att i ett efterkrigsperspektiv så är flyttlassårens höga rörlighet inte den

TP

57

PT

Det kommer att visa sig att detta har betydelse för diskussionen om hur omfattande dagens geografiska rörlighet är i förhållande till rörligheten under tidigare decennier.

TP

58

PT

Den officiella indelningen i lokala arbetsmarknader för år 2000 omfattar 90 LA. För att erhålla en tidskonsistent avgränsning har det emellertid varit nödvändigt att göra vissa smärre justeringar av den officiella klassificeringen. Se Appendix A för detaljer kring detta.

TP

59

PT

I Appendix A redovisas mer detaljer kring klassificeringen av LA i regionfamiljer. ITPS [2005] och NUTEK [2005] presenterar också grupperingar av lokala arbetsmarknader i regionfamiljer, men med delvis andra indelningsgrunder.

TP

60

PT

Holmlund, B. [1984], Edin, P-A. & Holmlund, B. [1994] och Nilsson, C. [1995].

TP

61

PT

OECD [1990].

självklara jämförelsenormen utan skall snarare betraktas som en tillfällig avvikelse uppåt.

Diagram 4.1 redovisar antalet inrikes flyttningar över kommungräns (inom län), över länsgräns och över LA-gräns under perioden 1974–2005. Antalet flyttningar faller kraftigt fram till början av 1980-talet, från en nivå inledningsvis på cirka 200 000 flyttningar per år till en nivå därefter på omkring 150 000 per år. Därpå följer en trendmässig uppgång i den regionala rörligheten, en uppgång som endast bryts tillfälligt i samband med 1990-talets djupa lågkonjunktur. I slutet av perioden ligger de långväga flyttningarna (över LA-gräns och länsgräns) till och med på en högre nivå än i början av 1970-talet.

Diagram 4.1 Flyttningar över kommun- (inom län), läns- och LA-gräns 1974–2005

Antal personer

0

50 000 100 000 150 000 200 000 250 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Kommun (inom län)

Län

LA

Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Det är värt att notera att efter 1990-talets lågkonjunktur så har de långväga flyttningarna (över LA-gräns och länsgräns) ökat betydligt snabbare än de kortväga (över kommungräns inom län). En möjlig förklaring till detta kan vara att en allt större del av den inomregionala arbetsmarknadsrelaterade rörligheten sker i form av arbetspendling. En annan detalj som kanske överraskar något är att

nivån på flyttningar över LA-gräns och länsgräns är så lika under perioden. Skillnaden i geografisk upplösning är ju trots allt betydande (89 lokala arbetsmarknader i jämförelse med 24 län). Att det registrerade antalet flyttningar på LA-nivå inte blir mer omfattande förklaras dels av att den förhållandevis stora omflyttningen över länsgräns i landets tre storstadsområden delvis sker inom gränserna för länsöverskridande lokala arbetsmarknader, dels av att omflyttningen mellan många av de små och geografiskt spridda lokala arbetsmarknaderna är mycket begränsad.

Under perioden 1974–2005 ökade Sveriges folkmängd med nästan 1 miljon personer, från knappt 8,2 miljoner till drygt 9 miljoner. För att få en mer rättvisande bild av rörlighetens utveckling kan det därför vara intressant att relatera antalet flyttningar till befolkningsstorleken. Diagram 4.2 redovisar utvecklingen av antalet flyttningar över de aktuella regiongränserna i förhållande till befolkningens storlek. Det allmänna mönstret över rörlighetens utveckling känns igen. Den skillnad som kan observeras är att även om flyttningsintensiteten ökat markant efter 1990-talskrisen så har den ännu inte riktigt nått upp till flyttlassårens höga nivåer.

Det faktum att flyttningarna närmar sig de tal som registrerades under flyttlasspolitikens era i slutet av 1960-talet innebär att den geografiska rörligheten numera får betraktas som tämligen omfattande. Här skiljer vi oss en aning i tolkningen av dagens rörlighet från exempelvis Björklund m.fl. (2006), som menar att flyttningarna fortfarande är klart lägre än under slutet av 1960talet. Att det råder olika uppfattning om rörlighetens nivå beror i första hand på hur olika studier valt att hantera konsekvenserna av de regionala indelningsändringar som skett genom åren. Som vi tidigare påpekat använder vi oss genomgående av regionala indelningar som är konsistenta över tiden. Vi undviker därmed att få brott i tidsserierna till följd av förändrade administrativa avgränsningar.

TPF

62

FPT

De flyttningstal som redovisas är alltså ett resultat

av reella förändringar av rörligheten och inte en konsekvens av regionala indelningsändringar.

TP

62

PT

Som exempel kan nämnas att bildandet av Skåne län 1997 och Västra Götalands län 1998 skapat ett brott i SCB:s löpande statistik över flyttningar över länsgräns motsvarande cirka 23 000 flyttningar per år. En analys som inte tar hänsyn till indelningsändringar av det här slaget riskerar att kraftigt underskatta (eller överskatta beroende på typ av ändring) befolkningens faktiska rörlighet.

Diagram 4.2 Flyttningsintensitet över kommun- (inom län), läns- och LA-gräns 1974–2005

Procent

0,0 0,5 1,0 1,5 2,0 2,5 3,0

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Kommun (inom län)

Län

LA

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar över respektive regiongräns i förhållande till

befolkningens storlek. Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Som vi tidigare har diskuterat är arbetskraftens geografiska rörlighet en viktig anpassningsmekanism på en väl fungerande arbetsmarknad. Rörlighet i form av pendling och flyttning förhindrar att arbetskraft låses fast i regioner med vikande arbetskraftsefterfrågan och underlättar istället en överföring av arbetskraft till regioner där nya arbetstillfällen tillkommer. En i samhällsekonomiskt perspektiv central frågeställning gäller därför sambandet mellan situationen på arbetsmarknaden och den geografiska rörligheten. Tidigare undersökningar har fokuserat på flyttningar över länsgräns och använt vakanskvoten som indikator på efterfrågetrycket på arbetsmarknaden.

TPF

63

FPT

Dessa studier visar på

ett starkt samband mellan vakanser och regional rörlighet fram till omkring 1990, men att samvariationen blivit betydligt svagare efter 1990-talets lågkonjunktur.

Diagram 4.3 presenterar utvecklingen av vakanskvoten tillsammans med flyttningsintensiteten över LA-gräns. Av diagrammet är det uppenbart att 1990-talskrisen stör det annars starka

TP

63

PT

Edin, P-A. & Holmlund, B. [1994], Nilsson, C. [1995] och Björklund, A. m.fl. [2006].

sambandet mellan arbetsmarknadsläge och regional rörlighet. För hela perioden 1974–2005 uppgår korrelationskoefficienten till blygsamma 0,23. Om vi i stället undersöker samvariationen före och efter konjunkturfallet separat kan vi konstatera att för delperioderna 1974–1992 och 1993–2005 uppgår korrelationskoefficienten till 0,79 respektive 0,78. Det tycks alltså som att det finns ett starkt samband mellan arbetsmarknadsläge och flyttningsintensitet både före och efter 1990-talskrisen, men att den djupa konjunktursvackan grumlar bilden totalt sett.

Diagram 4.3 Flyttningsintensitet över LA-gräns (vänster axel) och vakanskvot (höger axel) 1974–2005

Procent Procent

0,0 1,0 2,0 3,0

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

0,0 0,5 1,0 1,5

Flyttningsintensitet Vakanskvot

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningens storlek.

Vakanskvoten är definierad som antalet vakanser i relation till antalet sysselsatta. Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik, Arbetskraftsundersökningarna och AMS statistik över lediga

platser.

4.2. Flyttningsbenägenheten för olika grupper

Hittills har vår beskrivning gällt flyttningsbenägenheten i befolkningen som helhet. Det är väl känt att flyttningsintensiteten skiljer sig kraftigt åt mellan olika grupper i befolkningen. Tidigare studier har visat på skillnader med avseende på bland annat ålder och utbildningsnivå. Genom att studera hur flyttningarna i olika befolkningsgrupper förändrats över tiden kan vi få en uppfattning om vilka grupper som driver utvecklingen av antalet flyttningar och flyttningsintensiteten totalt sett.

I följande avsnitt kommer vi att redovisa skillnader i flyttningsbenägenhet med avseende på ålder, kön, civilstånd, utbildningsnivå och födelseland. Här är det viktigt att understryka att vi bara tittar på en dimension i taget. Det innebär exempelvis att vi inte tar hänsyn till att ålderssammansättningen skiljer sig åt mellan personer med olika civilstånd eller att män och kvinnor har olika utbildningsnivå. I kapitel 6 presenterar vi resultat från multivariata analyser som visar hur en viss egenskap påverkar sannolikheten för geografisk rörlighet när övriga faktorer hålls konstanta.

Ett av de mest stabila resultaten i empiriska studier är att flyttningsbenägenheten bland vuxna minskar med ålder. Detta är också vad vi skulle förvänta oss givet de olika teoretiska modellerna för individens rörlighetsbeslut. Det är mer lönsamt för unga personer att flytta, eftersom de har längre tid på sig att inkassera vinsterna av en flytt. Unga personer har heller inte hunnit bilda familj och rota sig i samma utsträckning som äldre, och kan därför antas ha lägre flyttkostnader.

Diagram 4.4 redovisar antalet flyttningar över LA-gräns i förhållande till befolkningen i ettårsklasser för åren 1986 och 2005. I båda fallen är åldersprofilen mycket påfallande. Såväl 1986 som 2005 är flyttningsbenägenheten som störst i åldrarna 20–29 år. För båda åren är flyttningsintensiteten som allra högst för tjugoettåringar. Därefter faller flyttningsbenägenheten kontinuerligt och för personer över 35 år befinner sig den på en jämförelsevis låg nivå. Det är möjligt att urskilja en viss uppgång i flyttningsintensiteten i samband med att pensionsåldern nås. Även om den procentuella uppgången inte är obetydlig rör det sig om en ökning från en väldigt låg nivå. Bland barnen kan man konstatera att flyttningsbenägenheten faller kontinuerligt från ettårsåldern upp till femtonårsåldern, det vill säga till och med tidpunkten för inträdet i gymnasieskolan. I de yngre åldrarna rör det sig

naturligtvis inte om några självständiga rörlighetsbeslut, utan det vi observerar är en reflektion av deras föräldrars flyttningsbeteende.

Det mest slående mönstret är annars den mycket kraftiga uppgången i flyttningsbenägenhet mellan 1986 och 2005 för individer i åldrarna 20–29 år. För flera av kohorterna i denna åldersgrupp rör det sig nästan om en fördubbling av flyttningsintensiteten. Flyttningsbenägenheten för barn är något lägre 2005 i jämförelse med 1986, vilket sannolikt förklaras av att genomsnittsåldern hos föräldragenerationen i de två tidpunkterna ökat något. För personer över 35 år är skillnaden i flyttningsintensitet mellan 1986 och 2005 i det närmaste negligerbar.

Diagram 4.4 Flyttningsintensitet över LA-gräns för befolkningen i ettårsklasser 1986 och 2005

Procent

0 2 4 6 8 10 12 14

0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95

1986

2005

Anm.: Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i ettårsklasser. Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Diagram 4.5 presenterar utvecklingen av flyttningsbenägenheten för fem olika åldersgrupper under hela perioden 1974–2005. Vi kan konstatera att utvecklingen av antalet flyttningar och flyttningsintensiteten totalt sett framför allt drivs av rörlighetsbeteendet bland personer i åldrarna 20–29 år. Den mycket påtagliga ökningen i regional rörlighet som kunnat konstateras sedan början av 1990talet förklaras nästan uteslutande av den kraftiga uppgången i

flyttningsbenägenheten för individer i åldrarna 20–29 år. År 1992 svarade denna åldersgrupp för 41 procent av det totala antalet flyttningar över LA-gräns, en siffra som ökat till 49 procent år 2005. Detta är ett mått på denna åldersgrupps mycket stora betydelse för den totala regionala omflyttningen.

Diagram 4.5 Flyttningsintensitet över LA-gräns för olika åldersgrupper 1974–2005

Procent

0 2 4 6 8 10 12

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

0-19 år

20-29 år

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i respektive

åldersgrupp. Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Det är sannolikt att de senaste femton årens kraftiga expansion och geografiska decentralisering av högre utbildning är en viktig förklaring till uppgången i flyttningar totalt sett och den ökade flyttningsintensiteten bland personer i åldrarna 20–29 år. Sedan början av 1990-talet har antalet studieplatser på universitet och högskolor fördubblats, från cirka 200 000 till nästan 400 000. Två tredjedelar av denna expansion har skett vid nya universitet och högskolor, etablerade 1965 eller senare.

TPF

64

FPT

Högskolesystemets

utbyggnad och uppgången i den regionala rörligheten sammanfaller alltså i tiden. Att den ökade rörligheten nästan uteslutande går att

TP

64

PT

Eliasson, K. [2006].

30-49 år 50-64 år 65+ år

hänföra till de åldersgrupper som normalt dominerar inflödet till och utflödet från högre utbildning talar också för att högskolesektorns expansion sannolikt haft betydande inverkan på utvecklingen av den regionala omflyttningen under senare år.

TPF

65

FPT

I kapitel 6 och 7 återkommer vi med en mer explicit analys av vilken betydelse den högre utbildningen och individers studiedeltagande har för den geografiska rörligheten.

Diagram 4.6 Flyttningsintensitet över LA-gräns för män och kvinnor i åldrarna 20–64 år 1974–2005

Procent

0 1 2 3 4

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Män (20-64 år) Kvinnor (20-64 år)

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i resp. grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Diagram 4.6 redovisar utvecklingen av flyttningsbenägenheten över LA-gräns för kvinnor och män i arbetsför ålder (20–64 år). Fram till mitten av 1990-talet är mönstret nästan identiskt för de båda grupperna. Därefter ökar kvinnornas flyttningsintensitet något snabbare än männens. Återigen är det rimligt att anta att flyttningar i samband med högskolestudier påverkar bilden. Båda gruppernas inflöde till högre utbildning ökar dramatiskt från

TP

65

PT

Det kan vara värt att notera att det sena 1960-talets höga flyttningstal också sammanfaller med en period med kraftig utbyggnad av den högre utbildningen i Sverige.

början av 1990-talet, men från mitten av decenniet är ökningstakten väsentligt snabbare för kvinnor jämfört med män.

Flyttningsbenägenheten påverkas också av familjesituationen. Detta följer naturligt av de teoretiska modellerna för hushållets rörlighetsbeslut. Ensamstående kan antas ha lägre flyttkostnader än sammanboende, och särskilt än sammanboende med barn. Flyttkostnaden kan vidare antas vara högre i hushåll där båda vuxna förvärvsarbetar, eftersom det kan vara svårt att finna lämpliga arbeten för båda på samma ort och vid samma tidpunkt. Den kvinnliga förvärvsfrekvensen har ökat dramatiskt fram till mitten av 1980-talet, med följden att antalet tvåinkomsthushåll stigit kraftigt. Detta har ofta framförts som en bidragande orsak till nedgången i regional rörlighet fram till början av 1980-talet.

TPF

66

FPT

Det finns brister i den tillgängliga statistiken som gör det svårt att presentera en rättvisande bild av hur flyttningsbenägenheten skiljer sig åt beroende på familjeförhållanden. Vad som fortfarande saknas är ett lägenhetsregister och folkbokföring på lägenhet. En konsekvens av detta är att sambor behandlas som ensamstående i dagens befolkningsstatistik. Det finns dock uppgifter från urvalsundersökningar som exempelvis Undersökningen om levnadsförhållanden (ULF) som visar att antalet familjer med sammanboende par legat stabilt på cirka 2 miljoner under de senaste 25 åren. Andelen gifta sammanboende par har minskat successivt under perioden, medan allt större andel valt att leva som sambor. Numera är ungefär en tredjedel av de sammanboende paren sambor.

Mot bakgrund av bristerna i befolkningsstatistiken har vi varit hänvisade till att använda oss av uppgifter om civilstånd som indikator på individernas familjeställning. Med denna variabel som grund har vi delat in den arbetsföra befolkningen (20–64 år) i två grupper: gifta och övriga. Den senare gruppen omfattar både ensamstående och sambor, där vi från ULF vet att inslaget av sambor ökat något över tiden. Diagram 4.7 redovisar utvecklingen av flyttningsbenägenheten för de aktuella grupperna. Vi kan konstatera att gifta personer är betydligt mindre rörliga i jämförelse med gruppen övriga. Bland de gifta minskade flyttningsintensiteten fram till början av 1980-talet för att därefter ha legat i stort sett still. För gruppen övriga ser vi att flyttningsbenägenheten ökat påtagligt sedan början av 1990-talet. Från detta kan vi dra slutsatsen att utvecklingen av den regionala rörligheten i första hand drivits på

TP

66

PT

Se t.ex. Bengtsson, T. & Johansson, M. [1992].

av rörlighetsbeteendet bland gruppen övriga och inte bland gifta personer. Detta är samtidigt en reflektion av den mycket kraftiga uppgången i flyttningsbenägenhet bland individer mellan 20 och 30 år. Det är i denna åldersgrupp vi finner det största inslaget av personer som inte är gifta.

Diagram 4.7 Flyttningsintensitet över LA-gräns efter civilstånd i

åldrarna 20–64 år 1974–2005

Procent

0 1 2 3 4 5 6

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Gifta (20-64 år) Övriga (20-64 år)

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i resp. grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Flyttningsintensiteten skiljer sig också åt mellan personer med olika utbildning. Enligt de teoretiska modellerna för geografisk rörlighet kan högutbildade förväntas vara mer flyttningsbenägna än lågutbildade, både till följd av potentiellt högre intäkter av en flytt och beroende på lägre flyttkostnader. I en modern kunskapsbaserad ekonomi som vår är det motiverat att ägna de högutbildades rörlighetsbeteende särskild uppmärksamhet. Kvalificerad arbetskraft har blivit en allt viktigare produktionsfaktor för både varu- och tjänsteproducerande företag. I takt med att befolkningens utbildningsnivå stigit har personer med eftergymnasial utbildning också kommit att svara för en allt större del av det totala utbudet av arbetskraft.

Diagram 4.8 Flyttningsintensitet över LA-gräns efter utbildningsnivå i åldrarna 20–64 år 1986–2004

Procent

0 1 2 3 4 5 6

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

Förgymnasial utbildning (20-64 år) Gymnasieutbildning (20-64 år)

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i resp. grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Diagram 4.8 redovisar utvecklingen av den geografiska rörligheten för den arbetsföra befolkningen (20–64 år) fördelad på fyra olika utbildningsgrupper. Vi kan konstatera att flyttningsbenägenheten i allmänhet stiger med utbildningsnivå. Lägst rörlighet uppvisar personer med förgymnasial utbildning och den klart högsta rörligheten har personer med högskoleutbildning. Den grupp som avviker från det förväntade mönstret är forskarutbildade. Särskilt intressant är det att studera hur flyttningsbenägenheten har utvecklats över tid för dem med kortast respektive längst utbildning. Personer med förgymnasial utbildning uppvisar en trendmässig uppgång i rörlighet, en uppgång som i procentuella termer inte är obetydlig. För de forskarutbildade har rörligheten tvärtom minskat successivt under de senaste tio åren. I slutet av perioden uppvisar de både grupperna ungefär samma flyttningsbenägenhet. Flyttningsintensiteten för personer med gymnasieutbildning respektive högskoleutbildning följer ett likartat mönster fram till 1999. Rörligheten faller fram till lågkonjunkturen i början av 1990-talet, för att därefter vända upp för båda grupperna. Uppgången är särskilt kraftig för högskoleutbildade. De senaste tre

Högskoleutbildning (20-64 år) Forskarutbildning (20-64 år)

åren har flyttningsbenägenheten dock minskat något för de båda grupperna.

Notera att det under perioden skett vissa förändringar i utbildningsstatistiken som till viss utsträckning kan påverka jämförelserna över tid. Förändringarna är emellertid inte av den omfattningen att de inverkar på den allmänna bilden.

TPF

67

FPT

Sverige har under en lång följd av år haft ett omfattande migrationsutbyte med omvärlden. Under efterkrigstiden har detta utbyte, med några få års undantag, resulterat i betydande invandringsöverskott. På teoretiska grunder finns det skäl att tro att rörlighetsbeteendet skiljer sig mellan personer som är födda i Sverige och utlandsfödda. En stor invandring antas föranleda en omfattande så kallad sekundärmigration, det vill säga inrikes flyttning som följer efter det initiala invandringsbeslutet. Ett skäl till detta är att invandrade personer normalt sett har en ganska begränsad kännedom om regioner i invandringslandet. När man väl skaffat sig bättre kunskap om olika orters för- och nackdelar kan det därför finnas behov av flytt från den ursprungliga invandringsregionen till en ny region. Eftersom utlandsfödda redan brutit upp från sin hembygd, familj och vänner finns det också skäl att anta att de har lägre kostnader för inrikes flyttning än den infödda befolkningen, som i större utsträckning kan förväntas ha kvar olika bindningar som påverkar flyttkostnaden. Det här är faktorer som talar för att invandrade personer åtminstone initialt har högre flyttningsbenägenhet än personer födda i Sverige. Skillnaderna kan dock antas minska med vistelsetiden i Sverige.

Diagram 4.9 redovisar utvecklingen av flyttningsintensiteten för personer i arbetsför ålder (20–64 år) som är födda i respektive utanför Sverige. Vi kan konstatera att utlandsfödda uppvisar en klart högre rörlighet fram till mitten av 1990-talet, med en pik i samband med den omfattande invandringen från det forna Jugoslavien 1994. Därefter är flyttningsbenägenheten för de båda grupperna ungefär densamma.

TP

67

PT

Det som i första hand kan inverka på jämförelserna över tid är användandet av nya källor vid framtagning av Utbildningsregistret version 2000 och senare. Förändringen av statistiken har lett till att andelen av befolkningen med förgymnasial utbildning och kort högskoleutbildning minskat något (-1,7 resp. -1,2 procentenheter), medan andelen med gymnasial utbildning och lång högskoleutbildning ökat (+1,6 resp. +1,4 procentenheter). Effekterna av omläggningen är dock så pass begränsade att de rörlighetsmönster som vi observerar över tid i första hand är ett resultat av reella förändringar och inte en följd av statistikens omläggning. För mer information om förändringen av utbildningsstatistiken, se SCB [2001].

Diagram 4.9 Flyttningsintensitet över LA-gräns efter födelseland i åldrarna 20–64 år 1986–2005

Procent

0 1 2 3 4 5 6

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

Födda i Sverige (20-64 år) Födda utanför Sverige (20-64 år)

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i resp. grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Det ligger nära till hands att tro att den högre flyttningsfrekvensen bland utlandsfödda fram till mitten av 1990-talet hänger samman med den så kallade Hela Sverige-strategin och dess konsekvenser för flyktingmottagandets geografiska utbredning i Sverige. Fram till 1985 hade flyktingar fri bosättningsrätt, vilket resulterade i en betydande koncentration av flyktingströmmar till landets storstadsregioner och regionala centra. Introducerandet av Hela Sverige-strategin 1985 innebar bland annat att den fria bosättningsrätten övergavs och i stället infördes ett geografiskt styrt flyktingmottagande, som kom att engagera i stort sett samtliga kommuner i landet. Förfarandet med rikstäckande kommunplacering av flyktingar anses ha föranlett en omfattande sekundärmigration då många flyktingar som placerades i mindre kommuner i framför allt norra Sverige senare valde att flytta vidare till storstäder och regionala centra.

TPF

68

FPT

Efter 1995, då Hela Sverige-

strategin upphört och flyktingars rätt att själv välja bostadsort

TP

68

PT

Det empiriska stödet för att Hela Sverige-strategin ligger bakom de höga flyttningsfrekvenserna bland utrikes födda under åren 1985–1994 är dock inte entydigt. Se t.ex. Andersson, R. [1996 och 1998] för vidare diskussion.

återinförts, uppvisar utlandsfödda och personer födda i Sverige ungefär samma flyttningsintensitet. Uppgången i regional rörlighet under den senaste tioårsperioden kan alltså inte förklaras av några exceptionellt höga flyttningstal bland invandrade personer.

Bakom den aggregerade statistiken över de utlandsföddas flyttningsbenägenhet finns självfallet stora variationer. Det finns inte utrymme här att i detalj utröna hur skillnader i invandrargruppens sammansättning kan tänkas inverka på den geografiska rörligheten bland utrikes födda. Vi nöjer oss med att analysera skillnader i flyttningsintensitet med avseende på födelseland och vistelsetid i Sverige.

Diagram 4.10 Flyttningsintensitet över LA-gräns efter födelselands-

grupper i åldrarna 20–64 år 2005

Procent

0 1 2 3 4 5 6

Sv

eri

ge

rig

a

No

rd

en

Ö

vr

ig

a

EU

15

-s

yd

Ö

vr

ig

a

EU

15

-n

ord

EU

-an

sö

ka

rlä

nd

er

gr

up

p 1

EU

-a

ns

ök

ar

lä

nd

er

gr

up

p 2

EU

-an

sö

ka

rlä

nd

er

gr

up

p 3

Ö

vri

ga

V

äs

te

ur

op

a

Ö

vr

iga

Ö

ste

ur

op

a

F.

d.

So

vje

tu

ni

on

en

No

rda

m

er

ik

a

La

tin

- o

ch

s

yd

ame

rik

a

N

or

da

frik

a

Öv

rig

a Af

rik

a

Vä

st

as

ie

n

Sy

da

si

en

Öv

rig

a A

si

en

O

cea

ni

en

Ö

v

Anm.:

Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i resp. grupp.

Se Appendix A för detaljer kring födelselandsgrupperingen. Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Diagram 4.10 visar flyttningsbenägenheten år 2005 för den arbetsföra befolkningen (20–64 år) fördelad på 18 olika födelselandsgrupper. Vi kan konstatera att det är förhållandevis stor variation mellan grupperna. Personer födda i Sverige har högre flyttningsintensitet än personer födda i Övriga Norden och

nuvarande EU-stater, men lägre flyttningsbenägenhet än personer födda i exempelvis Latin- och Sydamerika, Afrika och Asien.

Diagram 4.11 Flyttningsintensitet över LA-gräns efter senaste

invandringsår i åldrarna 20–64 år 2005

Procent

0 1 2 3 4 5

-1959 1960-1969 1970-1979 1980-1989 1990-1999 2000-

Anm.: Flyttningsintensiteten är beräknad som antalet flyttningar i förhållande till befolkningen i resp. grupp. Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Variationen i rörlighet bland utlandsfödda är delvis en reflektion av skillnader i vistelsetid i Sverige. Exempelvis har immigranter från övriga nordiska länder, Sydeuropa och delar av Östeuropa i allmänhet vistats betydligt längre i Sverige än immigranter från Afrika och Asien. Diagram 4.11 illustrerar att bland utrikes födda minskar flyttningsbenägenheten med vistelsetiden i Sverige. En förklaring till detta mönster kan vara att invandrade personer med tiden etablerar nya sociala nätverk och andra typer av bindningar till platser, vilket bidrar till ökade kostnader för omflyttning. När man studerar hur rörligheten varierar med avseende på invandrarnas födelseland och vistelsetid i Sverige är det också viktigt att ha i åtanke att de underliggande invandringsskälen förändrats över tiden. Invandringen till Sverige under 1950-, 1960- och delar av 1970-talet dominerades av nordbor och personer från södra Europa och bestod framför allt av arbetskraftsinvandrare.

Därefter har immigrationen i allt större utsträckning utgjorts av flyktingar och anhöriga med härkomst från utomeuropeiska länder.

4.3. Den regionala omflyttningen

Vi har hittills diskuterat flyttningarnas omfattning och trender samt flyttningsbenägenheten för olika grupper i befolkningen. Antalet flyttningar kan vara betydande utan att det för den skull sker någon markant nettoomflyttning mellan regioner. I det här avsnittet ska vi närmare undersöka utvecklingen av den regionala omflyttningen. Av utrymmesskäl är det är inte möjligt att presentera denna analys på LA-nivå utan vi väljer i stället att redovisa resultaten för de så kallade regionfamiljerna: storstadsregioner, regionala centra, lokala centra samt småregioner. Som vi tidigare nämnt utgörs dessa av aggregat av lokala arbetsmarknader. Grupperingen baseras på de lokala arbetsmarknadernas befolkningsmässiga storlek och namnen på respektive regionfamilj avspeglar i möjligast mån de ingående lokala arbetsmarknadernas plats i landets ortshierarki.

Diagram 4.12 redovisar nettot av den interna omflyttningen för regionfamiljerna under perioden 1974–2005. Under 1970-talets gröna vågen period uppvisade storstadsregionerna ett förhållandevis stort flyttningsunderskott. Sedan den gröna vågen upphörde i början av 1980-talet har storstadsregionerna genomgående haft nettoinflyttning. Undantagen är 1990 och 2003, då små flyttningsunderskott redovisades. Under 1980-talet uppgick den genomsnittliga nettoinflyttningen för storstadsregionerna till cirka 7 000 personer per år. Denna siffra mer än fördubblades under 1990-talet till omkring 15 000 personer per år. Toppnoteringen 1994 förklaras av en mycket omfattande sekundärmigration bland immigranter från framförallt det forna Jugoslavien.

Diagram 4.12 Inrikes flyttningsnetto för olika regionfamiljer 1974–2005

Antal personer

-15 000 -10 000

-5 000

0

5 000 10 000 15 000 20 000 25 000 30 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Storstadsregioner Regionala centra Lokala centra Småregioner

Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Flyttningsnettot för regionala centra och lokala centra är en spegelbild av storstadsregionernas flyttningsutbyte. Det innebär att de hade förhållandevis stor nettoinflyttning under gröna vågen. Därefter har det i huvudsak handlat om betydande flyttningsunderskott. Nettoutflyttningen var särskilt omfattande under 1990-talet. På senare tid har det skett en viss återhämning i regionala centra, med flyttningsöverskott under åren 2001–2004.

Landets småregioner utmärker sig med att redovisa flyttningsunderskott samtliga år under perioden 1974–2005. Det innebär att även under gröna vågen eran var nettoutflyttningen från dessa regioner tämligen omfattande.

Tabell 4.1 redovisar fördelningen av den interna nettoomflyttningen inom landet i förhållande till befolkningen i regionfamiljerna under olika delperioder. Av den sista raden framgår tydligt att småregionerna lidit kraftiga flyttningsförluster under hela perioden. Nettoutflyttningen var särskilt stor under 1990-talet och uppgick årligen till nästan 1 procent av befolkningen. Flyttningsunderskotten har varit fortsatt stora även under de allra senaste åren. Med undantag av storstadsregionernas

flyttningsvinster under 1990-talet och lokala centras förluster under samma period har den interna omflyttningen i övrigt resulterat i en väsentligt mindre dramatisk omfördelning av befolkningen.

Tabell 4.1 Inrikes flyttningsnetto för olika regionfamiljer i genomsnitt per år

Procent

1974–1979 1980–1989 1990–1999 2000–2005

Storstadsregioner -0,10 0,15 0,36 0,12 Regionala centra 0,15 -0,02 -0,13 0,02 Lokala centra 0,05 -0,15 -0,36 -0,16 Småregioner -0,34 -0,46 -0,89 -0,71

Anm.: Flyttningsnetto mäts som andel av befolkningen i procent. Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Diagram 4.13a–f redovisar flyttningsströmmarna mellan de olika regionfamiljerna under perioden i fråga (observera skillnaderna i skala). Genom att studera dessa kan vi få en tydligare bild av vilka rörelser som döljer sig bakom utvecklingen av nettoflyttningarna totalt sett.

Diagram 4.13a Flyttningsströmmar mellan storstadsregioner och regionala centra 1974–2005

Antal personer

0

10 000 20 000 30 000 40 000 50 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Diagram 4.13b Flyttningsströmmar mellan storstadsregioner och lokala centra 1974–2005

Antal personer

0

5 000 10 000 15 000 20 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Utflyttning från storstadsregioner Inflyttning till storstadsregioner

Diagram 4.13c Flyttningsströmmar mellan storstadsregioner och småregioner 1974–2005

Antal personer

0

2 000 4 000 6 000 8 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Utflyttning från storstadsregioner Inflyttning till storstadsregioner

Diagram 4.13d Flyttningsströmmar mellan regionala centra och lokala centra 1974–2005

Antal personer

0

5 000 10 000 15 000 20 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Utflyttning från regionala centra Inflyttning till regionala centra

Diagram 4.13e Flyttningsströmmar mellan regionala centra och småregioner 1974–2005

Antal personer

0

3 000 6 000 9 000 12 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Utflyttning från regionala centra Inflyttning till regionala centra

Diagram 4.13f Flyttningsströmmar mellan lokala centra och småregioner 1974–2005

Antal personer

0

1 000 2 000 3 000 4 000 5 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Utflyttning från lokala centra Inflyttning till lokala centra

Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Flyttningsmönstret visar på en tydlig rörlighet uppåt i den regionala hierarkin. Med undantag från gröna vågen eran och några enstaka år därefter är inflyttningen till storstadsregionerna från övriga regionfamiljer större än utflyttningen. Såväl i brutto- som nettotermer är utbytet störst mellan storstadsregioner och regionala centra. Nettovinsten för storstadsregionerna gentemot regionala centra, lokala centra och småregionerna är för hela perioden i tur och ordning 141 000, 37 000 respektive 17 000 personer.

Mönstret med en tydlig rörlighet uppåt i ortshierarkin framträder än mer distinkt i flyttningsutbytet mellan övriga tre regionfamiljer. Under hela perioden uppvisar regionala centra flyttningsöverskott visavi de lokala centra och småregionerna. Utbytet med småregionerna genererade en något större nettovinst i jämförelse med utbytet med de lokala centra, 66 000 respektive 60 000 personer totalt sett för hela perioden. De lokala centra redovisar i sin tur flyttningsöverskott visavi småregionerna samtliga år under perioden 1974–2005.

4.4. Internationell migration

Sverige har under en lång följd av år haft ett omfattande migrationsutbyte med omvärlden. Under efterkrigstiden har detta utbyte, med några få års undantag, resulterat i betydande invandringsöverskott. För perioden 1974–2005 uppgår den totala flyttningsvinsten gentemot utlandet till drygt 620 000 personer (se diagram 4.14).

Diagram 4.14 In- och utvandring 1974–2005

Antal personer

0

20 000 40 000 60 000 80 000 100 000

1974 1979 1984 1989 1994 1999 2004

Invandrade Utvandrade

Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Det finns flera skäl till varför migrationsutbytet med omvärlden har stor betydelse för dynamiken i geografisk rörlighet på regional nivå. Nettot av in- och utvandringen fördelas inte jämnt i förhållande till regionernas befolkningstal. Det innebär att den regionala fördelningen av nettomigrationen gentemot utlandet kan komma att förstärka eller motverka tendenserna till regional omfördelning av befolkningen som följer av flyttningar inom landet. Det finns också ett tydligt beroendeförhållande mellan migrationsutbytet med omvärlden och den interna omflyttningen, eftersom många invandrade personer så småningom väljer att flytta vidare inom landet.

Tabell 4.2 redovisar fördelningen av flyttningsnettot gentemot utlandet i förhållande till befolkningen i regionfamiljerna under olika delperioder. Det första vi kan konstatera är att alla regionfamiljer uppvisar ett positivt migrationsnetto under samtliga delperioder. På 1970-talet var invandringsöverskotten tydligt koncentrerade till storstadsregionerna. Därefter sker en omsvängning i migrationsmönstret, med följden att flyttningsnettot gentemot utlandet fördelar sig relativt jämt över regionfamiljerna under 1980- och 1990-talet. Det ligger nära till hands att tro att denna förändring är en följd av den rikstäckande kommunplaceringen av flyktingar i samband med Hela Sverige-strategin. Under de allra senaste åren har det skett nya omkastningar och vi kan återigen skönja en ökad nettoström till storstadsregionerna.

För landets småregioner och lokala centra har flyttningsvinsterna gentemot utlandet delvis balanserat de stora underskott som den interna omflyttningen givit upphov till. Det gäller till viss del också för regionala centra. Men det finns också ett tydligt beroendeförhållande mellan de internationella migrationsströmmarna och den interna omflyttningen. Detta beroendeförhållande framträder kanske allra tydligast i småregionerna. Det ökade inslaget av geografiskt styrt flyktingmottagande har för dessa regioner resulterat i betydande invandringsöverskott, vilket i sin tur har initierat en omfattande ”marknadsstyrd” sekundärmigration med stora inrikes flyttningsförluster som följd. Denna dynamik tycks kvarstå ännu tio år efter det att Hela Sverige-strategin de facto upphört.

Tabell 4.2 Flyttningsnetto gentemot utlandet för olika regionfamiljer i genomsnitt per år

Procent

1974–1979 1980–1989 1990–1999 2000–2005

Storstadsregioner 0,29 0,21 0,21 0,35 Regionala centra 0,13 0,14 0,23 0,26 Lokala centra 0,12 0,16 0,27 0,27 Småregioner 0,12 0,24 0,45 0,41

Anm.: Flyttningsnetto mäts som andel av befolkningen i procent. Källa:

Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

4.5. Pendlingens omfattning och trender

Föregående avsnitt har beskrivit flyttningarnas utveckling och flyttningsbenägenheten för olika grupper i befolkningen. Som vi berört inledningsvis är flyttningar en viktig anpassningsmekanism för att komma till rätta med regionala obalanser på arbetsmarknaden. Geografisk rörlighet i form av arbetspendling är en annan betydelsefull jämviktsskapande mekanism på en väl fungerande arbetsmarknad. Precis som flyttningar bidrar pendling till arbetsmarknadens funktionssätt genom att slussa arbetskraft från regioner och orter med svag arbetskraftsefterfrågan till regioner och orter där nya arbetstillfällen skapas.

Samtidigt som den genomsnittliga restiden per dag i det närmaste varit konstant under en lång följd av år har den geografiska räckvidden ökat drastiskt. Tekniska landvinningar inom infrastruktur- och kommunikationsområdet har gjort att den dagliga räckvidden mer än tiofaldigats under det senaste seklet. I jordbrukssamhället var rörligheten mycket begränsad. Frånsett viss säsongsmässig rörlighet bodde och arbetade man på samma gård. Arbetsresandet var heller inte särskilt omfattande under den tidiga industrialiserings- och urbaniseringsfasen. Brukssamhällets arbetare bodde i stor utsträckning i tjänstebostäder i direkt anslutning till arbetsplatserna. Det var först i samband med bilismens och kollektivtrafikens genombrott som arbetsresandet tog fart på allvar.

I föreliggande avsnitt riktar vi uppmärksamheten mot arbetspendlingens utveckling under de senaste trettio åren. Det finns olika statistiska källor att tillgå för att belysa pendlingens utveckling. Den nationella resundersökningen (RES) är ett sådant material.

TPF

69

FPT

En annan källa är SCB:s registerbaserade arbets-

marknadsstatistik (RAMS). I de olika register som RAMS omfattar finns bland annat information om bostadens och arbetsställets belägenhet för den förvärvsarbetande befolkningen. Med dessa uppgifter som grund föreligger pendling definitionsmässigt så snart bostad och arbetsplats är geografiskt åtskilda. I praktiken registreras pendling över kommungräns, det vill säga när en person bor i en kommun och arbetar i en annan. RAMS definition av pendling baseras alltså inte på i verkligheten genomförda arbetsresor, utan utgår i stället från det faktum att bostad och

TP

69

PT

RES är en intervjuundersökning som kartlägger svenskarnas resande och utförs av SCB på uppdrag av ett antal statliga myndigheter. För mer information om undersökningen, se SIKA [2002].

arbetsplats är skilda åt i geografin. Detta utgör dock knappast något större metodproblem. När bostads- och arbetsort ligger nära varandra är förekomsten av faktiska arbetsresor sannolikt förhållandevis stor. Men i takt med att detta avstånd växer kan man utgå från att inslaget av åtminstone daglig pendling minskar. Den stora fördelen med att använda RAMS pendlingsstatistik är att den, till skillnad från RES, är heltäckande, vilket möjliggör detaljerade analyser av pendlingens utveckling både på fin geografisk nivå och för olika grupper i befolkningen.

Föreliggande analys av pendlings omfattning och trender baseras på RAMS pendlingsstatistik. Med denna som utgångspunkt klassificerar vi pendling över kommungräns som kortväga pendling medan pendling över LA-gräns definieras som långväga pendling. Både den kortväga och den långväga pendlingen är betydelsefull för arbetsmarknadens funktionssätt och bidrar till den geografiska utbredningen av de funktionella arbetsmarknadsområdena. I det här avsnittet väljer vi att redovisa utvecklingen av de båda typerna av pendling med utgångspunkt från stocken av pendlare i varje given tidpunkt. När vi återkommer till att analysera pendlingens drivkrafter och effekter i kapitel 6 riktar vi uppmärksamheten mot nypendlare, det vill säga personer som antigen påbörjat pendling eller bytt pendlingsdestination från ett år till ett annat.

Diagram 4.15 redovisar antalet pendlare över kommungräns och LA-gräns i förhållande till antalet förvärvsarbetande under perioden 1975–2004. Utvecklingen är som framgår dramatisk. 1975 pendlade drygt 18 procent av de förvärvsarbetande till arbete i annan kommun än bostadskommunen. 2004 är motsvarande siffra knappt 30 procent. Det rör sig alltså nästan om en fördubbling av pendlingsfrekvensen över kommungräns under de senaste trettio åren. Uttryckt i absoluta tal handlar det om en ökning av antalet pendlare över kommungräns från knappt 700 000 till väl över 1,2 miljoner.

Diagram 4.15 Pendlingsintensitet över kommungräns och LA-gräns 1975–2004

Procent

0 5 10 15 20 25 30 35

1975 1980 1985 1990 1995 2000

Kommun

LA

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare över respektive regiongräns i förhållande till

antalet förvärvsarbetande. Källa:

Bearbetningar av SCB Folk- och bostadsräkning och Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Den ökade arbetspendlingen över kommungräns har lett till att allt större områden knyts samman till sammanhängande arbetsmarknadsregioner. Denna regionförstoring avspeglas i att antalet lokala arbetsmarknader har minskat samtidigt som deras geografiska utbredning ökat. År 1970 uppgick de till 187 stycken, att jämföra med 85 stycken år 2004, det vill säga mer än en halvering på drygt trettio år. Ett annat mått på arbetsmarknadsregionernas ökade geografiska utbredning är att antalet LA som bara består av en kommun minskat från 153 år 1970 till 38 år 2004. Det innebär att idag är nästan samtliga kommuner i landet funktionellt sammanlänkade med andra kommuner via arbetspendling. Regionförstoringen har dock inte gått lika fort i alla delar av landet. Snabbast har utvecklingen gått i Mälardalen och i södra Sverige, där antalet lokala arbetsmarknader minskat påtagligt. I Norrland har regionförstoringen däremot inte gått särskilt fort. Få och ytstora kommuner med låg befolkningstäthet och långa avstånd till angränsande kommuner har inneburit att det är ungefär samma arbetsmarknadsregioner där idag som för trettio år sedan.

Diagram 4.15 redovisar också utvecklingen av pendling över LAgräns. Vi kan konstatera att ökningen av den långväga arbetspendlingen är minst lika dramatisk. Pendlingsintensiteten över LAgräns har ökat från knappt 4 procent år 1975 till knappt 8 procent år 2004. I absoluta tal rör det sig om en ökning av antalet långväga pendlare från knappt 140 000 till nästan 320 000, alltså mer än en fördubbling under de senaste trettio åren.

TPF

70

FPT

Diagram 4.16 Pendlingsintensitet över LA-gräns mätt som avvikelse

från trend (vänster axel) och vakanskvot (höger axel)

1985–2004

Procent Procent

-0,4 -0,2

0,0 0,2 0,4

1985

1990

1995

2000

0,0 0,3 0,6 0,9 1,2

Pendlingsintensitet (avvikelse från trend) Vakanskvot

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare i förhållande till antalet förvärvsarbetande.

Notera att det är avvikelse från trend som redovisas. Vakanskvoten är definierad som antalet vakanser i relation till antalet sysselsatta. Källa:

Bearbetningar av SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik och AMS statistik över lediga platser.

Vi har tidigare kunnat konstatera att det finns ett förhållandevis starkt samband mellan efterfrågetrycket på arbetsmarknaden och flyttningsintensiteten både före och efter 1990-talskrisen, men inte för den aktuella perioden i sin helhet. Diagram 4.16 presenterar motsvarande samvariation mellan arbetsmarknadsläge och

TP

70

PT

Vi vill påminna om att siffrorna avser pendling över lokala arbetsmarknader som är definierade enligt 2000 års pendlingsstatistik och där avgränsningen i LA är densamma för hela perioden 1975–2004.

pendlingsfrekvens över LA-gräns. Eftersom pendlingen uppvisar en så stark uppåtgående trend redovisas avvikelsen från trenden tillsammans med vakanskvoten. Vi kan konstatera att för den period vi har tillgång till årliga data är sambandet mellan arbetsmarknadsläge och pendling mycket starkt. För hela perioden 1985–2004 uppgår korrelationskoefficienten till 0,80 och för delperioderna 1985–1992 och 1993–2004 till 0,79 respektive 0,89. Pendlingen tycks alltså svara tämligen väl på efterfrågetrycket på arbetsmarknaden.

4.6. Pendlingsbenägenheten för olika grupper i befolkningen

Genomgången av flyttningarnas utveckling visade att flyttningsintensiteten varierar påtagligt mellan olika grupper i befolkningen. I följande avsnitt ska vi göra motsvarande analys av skillnader i pendlingsbenägenhet för olika befolkningsgrupper. Det finns sedan tidigare ett fåtal studier som fokuserat på detta och bland annat redovisat skillnader med avseende på kön och utbildningsnivå.

TPF

71

FPT

Här ska vi undersöka pendlingsintensitetens utveckling i ytterligare några dimensioner och därigenom få en mer detaljerad bild över vilka grupper i befolkningen som driver utvecklingen av pendlingen totalt sett. Som tidigare gäller att vi endast studerar en dimension i taget i detta skede. Vi återkommer med multivariata analyser av pendlingens drivkrafter i kapitel 6.

Vi har tidigare konstaterat att flyttningarna har en mycket slående åldersprofil och att flyttningsbenägenheten bland vuxna minskar påtagligt med ålder (se diagram 4.4). Detta är ett av de mest robusta resultaten i empiriska studier. Hur arbetspendlingen varierar med ålder är betydligt mindre väl kartlagt.

Diagram 4.17 redovisar antalet pendlare över LA-gräns i förhållande till de förvärvsarbetande i ettårsklasser för åren 1986 och 2004. Som framgår minskar även pendlingsbenägenheten med ålder. I jämförelse med flyttningarna är dock åldersprofilen för pendling betydligt mindre uttalad. Pendlingsintensiteten är som högst i åldrarna 20–30 år, alltså den åldersgrupp där även flyttningsbenägenheten är som störst. Men till skillnad från flyttningarna minskar inte pendlingsintensiteten lika dramatiskt med stigande ålder.

TP

71

PT

Se t.ex. Kullenberg, J. & Persson, L O. [1997].

Det finns flera tänkbara förklaringar till varför pendlingen, i motsats till flyttningarna, är förhållandevis omfattande även längre upp i åldrarna. En sådan rör de kostnader som är förknippade med de två typerna av rörlighet. Pendling förutsätter inte ett uppbrott från bostadsort, familj och vänner och kan därmed betraktas som ett intressant alternativ även för äldre personer som hunnit bilda familj och rota sig. Flyttning ger upphov till större kostnader i detta avseende. En annan förklaring är skillnader i färdmedelstillgång. Egen bil är alltjämt det dominerande färdsättet vid arbetspendling. Samtidigt är det förknippat med stora kostnader att äga bil, varför bilinnehavet tenderar att öka med ålder. En annan viktig skillnad är att pendling definitionsmässigt är betingad på sysselsättning. I den meningen är all pendling arbetsmarknadsrelaterad. Det gäller däremot inte flyttningarna som också drivs av andra motiv än rent arbetsmarknadsmässiga, vilket kan förklara varför skillnaden mellan unga och äldre personers pendlingsfrekvenser är betydligt mindre än motsvarande skillnad i flyttningsfrekvenser.

Diagram 4.17 Pendlingsintensitet över LA-gräns för ettårsklasser

16–64 år för 1986 och 2004

Procent

0 2 4 6 8 10 12

16 21 26 31 36 41 46 51 56 61

1986

2004

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare i förhållande till antalet förvärvsarbetande

i

ettårsklasser 16–64 år.

Källa:

Bearbetningar av SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Genomgången av flyttningarnas utveckling visade att uppgången i regional rörlighet sedan början av 1990-talet nästan uteslutande var ett resultat av en mycket kraftig ökning i flyttingsbenägenheten bland personer i åldrarna 20–29 år. När det gäller pendlingens utveckling ser bilden annorlunda ut. Av Diagram 4.17 kan vi utläsa att pendlingsintensiteten ökat påtagligt i alla åldergrupper mellan 1986 och 2004. Bland förvärvsarbetande i åldrarna 50–64 år, där vi finner den största ökningen, rör det sig nästan om en fördubbling av pendlingsbenägenheten. För övriga ålderskohorter handlar det om en uppgång på omkring 50 procent.

Diagram 4.18 Pendlingsintensitet över LA-gräns för olika åldersgrupper 1975–2004

Procent

0 2 4 6 8 10 12

1975 1980 1985 1990 1995 2000

20-29 år

30-49 år

50-64 år

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare i förhållande till antalet förvärvsarbetande

i

respektive åldersgrupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Folk- och bostadsräkning och Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Diagram 4.18 redovisar pendlingsintensitetens utveckling för tre åldersgrupper under perioden 1975–2004. Vi kan konstatera att även i ett längre tidsperspektiv så uppvisar de olika åldersgrupperna en förhållandevis likartad ökning av pendlingsbenägenheten. Till skillnad från flyttningarna så är uppgången alltså inte koncentrerad till någon specifik åldersgrupp. Vi kan redan här avslöja att bilden av en mer generell ökning i pendlingsintensiteten kommer att

upprepa sig för i stort sett samtliga grupper i befolkningen som vi studerar.

Vi går vidare med att studera arbetspendlingen uppdelad efter kön. Vi har tidigare fastställt att flyttningsbenägenheten för kvinnor och män i det närmaste är identisk och att flyttningsintensiteten utvecklats på ungefär samma sätt under de senaste trettio åren.

Diagram 4.19 Pendlingsintensitet över LA-gräns för män och kvinnor i åldrarna 20–64 år 1975–2004

Procent

0 2 4 6 8 10

1975 1980 1985 1990 1995 2000

Män (20-64 år) Kvinnor (20-64 år)

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare i förhållande till antalet förvärvsarbetande

i

respektive grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Folk- och bostadsräkning och Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Diagram 4.19 redovisar pendlingens utveckling för förvärvsarbetande män och kvinnor i åldern 20–64 år. Förutom att pendlingsbenägenheten ökat påtagligt såväl för män som för kvinnor, så är det mest slående resultatet den stora skillnaden i pendlingsintensitet. Andelen män som pendlar över LA-gräns är ungefär dubbelt så hög som andelen kvinnor. Att kvinnor pendlar i så pass mycket mindre utsträckning avspeglar sannolikt det faktum att de i allmänhet tar ett betydligt större ansvar för barn och hem. Till viss del kan det också förklaras av att kvinnor i mycket högre grad än män arbetar inom offentlig verksamhet. Särskilt i den

kommunala sektorn är arbetsplatserna så pass spridda i geografin att avståndet mellan hem och arbete sällan behöver bli särskilt långt. Vi kan också notera att trots att skillnaderna i pendlingsbenägenhet mellan de båda könen alltjämt är mycket stora, så har det skett en viss utjämning över tiden. Om vi ser till utvecklingen sedan 1985 har andelen kvinnliga pendlare över LA-gräns ökat med 69 procent medan andelen manliga ökat med 52 procent.

Diagram 4.20 Pendlingsintensitet över LA-gräns efter utbildningsnivå

i åldrarna 20–64 år 1985–2004

Procent

0 2 4 6 8 10

1985

1990

1995

2000

Förgymnasial utbildning (20-64 år) Gymnasieutbildning (20-64 år)

Högskoleutbildning (20-64 år) Forskarutbildning (20-64 år)

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare i förhållande till antalet förvärvsarbetande

i

respektive grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Vi har tidigare konstaterat att flyttningsbenägenheten generellt stiger med utbildningsnivå. Den grupp som avviker från det förväntade mönstret är forskarutbildade, med en rörlighet ungefär i nivå med den för personer med förgymnasial utbildning. Diagram 4.20 redovisar utvecklingen av pendlingen för den förvärvsarbetande befolkningen fördelad på motsvarande utbildningsgrupper. Här framgår det mer entydigt att rörligheten stiger med utbildningsnivå. Vi kan också se att pendlingsbenägenheten ökat påtagligt för samtliga utbildningsgrupper under den aktuella perioden. Den grupp som uppvisat störst ökning i

andelen pendlare över LA-gräns sedan 1985 är personer med förgymnasial utbildning, med en uppgång på 60 procent. För övriga utbildningsgrupper är ökningen omkring 45 procent. När vi ser till hur den totala geografiska rörligheten fördelar sig mellan flyttning och pendling kan vi konstatera att forskarutbildade personer framför allt väljer att pendla. Det är möjligt att den omfattande pendlingen i både absoluta och relativa termer för denna grupp hänger samman med en stor frihet att själv välja var och när man vill utföra sina arbetsuppgifter. Sådan frihet minskar behovet av dagligt resande och bidrar därmed till att göra långväga pendling till ett möjligt och intressant alternativ till flyttning.

Diagram 4.21 Pendlingsintensitet över LA-gräns efter födelseland i åldrarna 20–64 år 1975–2004

Procent

0 2 4 6 8 10

1975 1980 1985 1990 1995 2000

Födda i Sverige (20-64 år) Födda utanför Sverige (20-64 år)

Anm.:

Pendlingsintensiteten är beräknad som antalet pendlare i förhållande till antalet förvärvsarbetande

i

respektive grupp.

Källa:

Bearbetningar av SCB Folk- och bostadsräkning och Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Avslutningsvis riktar vi uppmärksamheten mot pendlingens utveckling uppdelad efter födelseland, se diagram 4.21. Vi kan konstatera att det föreligger stora skillnader i pendlingsbenägenhet mellan personer födda i Sverige och utlandsfödda, men också att båda grupperna ökat sitt pendlande påtagligt under den aktuella perioden. Andelen utrikes födda som pendlar över LA-gräns ligger

betydligt under andelen för den infödda befolkningen. Här har vi alltså en tydlig skillnad i förhållande till flyttningarna, där de utlandsfödda uppvisade lika hög eller till och med högre flyttningsintensitet än personer födda i Sverige. Differensen i pendlingsbenägenhet tenderar också att växa över tid. Andelen utlandsfödda pendlare har ökat med 47 procent sedan 1985 medan andelen pendlare födda i Sverige ökat med 59 procent.

4.7. Geografisk rörlighet i Sverige och OECD

Internationella jämförelser av mellanregionala flyttningar är problematiska av flera skäl. Det är till exempel väl känt att flyttningar avtar med distans, vilket betyder att ett land med många och till ytan små regioner uppvisar en relativt omfattande mellanregional migration. Det omvända gäller för ett land med relativt stora regioner. Det krävs dessutom omfattande bakgrundsinformation om en mängd faktorer som påverkar flyttningarna för att jämförelserna ska kunna ligga till grund för långtgående slutsatser. Detsamma gäller internationella jämförelser av mellanregional arbetspendling, avstånd och regionstorlek har en central betydelse för jämförbarhet och det krävs även annan bakgrundsinformation för att bilda någorlunda säkra konklusioner. Men trots allt skulle det ändå ge upphov till vissa frågetecken ifall migrations- och pendlingstal för Sverige skulle ligga avsevärt under motsvarande tal för flertalet andra länder inom OECD. Flera av dessa länder har inkomstnivåer och ekonomisk struktur som är jämförbar och dessutom regionala indelningar för offentlig statistik som inte skiljer sig radikalt från lämpligt valda indelningar för Sverige.

4.7.1. Migration

Relativa flyttningstal för intern migration inom ett antal länder i OECD-området presenteras i diagram 4.22. Vi har kompletterat officiella uppgifter från OECD med egna beräkningar av flyttningstal mellan riksområden i Sverige avseende individer i åldern 15–64 år (Sverige RO).

TPF

72

FPT

Med tanke på betydelsen av

regional upplösningsnivå vid internationella jämförelser och att de åtta svenska riksområdena är jämförelsevis stora till ytan, har vi

TP

72

PT

Riksområdena utgör Sveriges NUTS2-nivå.

även beräknat motsvarande tal för omflyttningar mellan länen i Sverige (Sverige Län) och mellan lokala arbetsmarknadsregioner (Sverige LA). Vidare har vi med utgångspunkt från officiell statistik beräknat flyttningstal för intern migration inom Danmark (13 amter) och Norge (20 fylker).

Diagram 4.22 Mellanregional flyttning inom länder i OECD 2003

0

1

2

3

4

ovakien Spanien Grekland

Polen Ungern

Italien sterrike Tjeckien

Kanada Tyskland

stralien rankrike Holland

Japan

Nya Zeeland Storbritannien

Sverige RO

Norge

Sverige Län

USA

Sverige LA

Danmark

Au

F

Ö

Sl

Procent

Anm.:

Flyttningstalen är här beräknade som andel flyttare i procent av landets befolkning, med några

undantag avseende befolkningen i åldersintervallet 15–64 år. Källa:

OECD [2005] och bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Vid en direkt jämförelse av relativa flyttningstal avseende mellanregionala flyttningar inom ett antal länder i OECD, ligger Danmark i topp med drygt tre och en halv procent. Bortser vi tillsvidare från flyttningar mellan lokala arbetsmarknadsregioner och län i Sverige (Sverige LA och Sverige Län), följer USA efter Danmark med något över tre procent. Det bör erinras om att flyttningstalet för Danmark avser tretton regioner på ungefär en tiondel av Sveriges yta. För USA avses antal flyttare över delstatsgräns till annan delstat inom USA. Även flyttningstalen för Australien och Kanada är beräknade med utgångspunkt från en relativt grov regionindelning som definitionsmässigt ger låga

värden.

TPF

73

FPT

För övriga länder används en något finare region-

indelning, ”level 2” enligt OECD:s klassificering.

TPF

74

FPT

Storbritannien, Holland och Frankrike har sinsemellan likartade och relativt höga flyttningstal i jämförelse med övriga europeiska länder. Sverige har näst Danmark och USA den största regionala omflyttningen när län används som regional indelning vid beräkning av migration inom Sverige. På riksområdesnivå (Sverige RO) är det svenska flyttningstalet något lägre, men det avviker inte anmärkningsvärt från migrationstalen i den grupp av länder som följer efter Danmark och USA i rangordning. Känsligheten för regional indelning illustreras med de svenska flyttningstalen mellan riksområden, län och lokala arbetsmarknadsregioner.

Vilken regional indelning som är relevant kan givetvis diskuteras. Som påpekats tidigare är flyttningstalet för Danmark till stor del ett resultat av att regionerna är relativt små till ytan. Storbritannien är i detta fall indelat i 37 regioner, Japan 46 och Nederländerna i sexton. Intuitivt verkar dessa indelningar mera jämförbara med en indelning efter 21 svenska län än åtta riksområden. Jämförelser av flyttningsfrekvenser med mycket ytstora länder som USA och Kanada är problematiska av det motsatta skälet. Flyttningar mellan svenska riksområden förefaller här vara något mindre olämpligt som jämförelse än migration mellan län i Sverige.

TPF

75

FPT

Även om olikheter i regional indelning och ytstorlek kan förklara mycket av skillnader i relativa flyttningstal, så finner vi inte här något som tyder på att Sverige har generellt sett låg nivå på mellanregional omflyttning vid en jämförelse med andra utvecklade ekonomier. När det gäller förändring av den interna omflyttningens totala omfattning har vi tidigare i detta kapitel redovisat en avsevärd trendmässig ökning för Sveriges del från 1993 och framåt. Inom OECD har de flesta länder haft svagt fallande eller i det närmaste konstanta flyttningstal mellan 1993 och 2003.

TPF

76

FPT

Undantag

är Tyskland med en viss ökning (ca 0,2 procentenheter) och

TP

73

PT

Spiezia, V. [2003] diskuterar ekonomiska jämförelser mellan regionala enheter i OECD.

TP

74

PT

Se OECD [2000], sid 68–71, för exakta definitioner och regional indelning av resp. land.

TP

75

PT

Använder man enbart bostadsbyte som rörlighetsmått har Sverige bland de högsta rörlighetstalen av länderna ingående i EU-15. I Sverige var det 25,2 procent av befolkningen i arbetsför ålder som bytt bostad någon gång under de tre senaste åren, jämfört med genomsnittet på 16,2 procent (beräknat för EU-15 exklusive Sverige och Luxemburg). Se Wasmer, E. m.fl. [2006].

TP

76

PT

OECD [2005].

Frankrike med en ökning (ca 0,7 procentenheter) som är i ungefärlig paritet med ökningen i Sverige under denna period.

TPF

77

FPT

4.7.2. Pendling

Den officiella statistiken redovisar enbart det totala antalet pendlare som vid mättillfället arbetspendlar över regiongräns i relation till befolkningen i arbetsför ålder (diagram 4.23). Jämförbarheten mellan dessa pendlingstal och flyttningstalen är minst sagt begränsad vilket diskuteras mera ingående i slutet av detta avsnitt.

Pendlingsfrekvenserna i diagram 4.23 är i stort beräknade för samma åldersgrupp och samma regionala indelningar som flyttningstalen i diagram 4.22. Pendlingsfrekvenserna ligger som väntat rejält över de relativa flyttningstalen och OECD (2005) konstaterar att pendlingen har ökat i stort sett i alla medlemsländer och att pendlingsdistanserna blivit allt längre. Tyskland och Storbritannien har de högsta pendlingsfrekvenserna, delvis beroende på den regionala indelning som tillämpas vid beräkningarna.

Den mellanregionala pendlingsfrekvensen för Sverige (riksområden) ligger något lägre i jämförelse med ett flertal av de länder som redovisas i OECD:s statistik. Tjeckien, Ungern och Spanien har relativt låga pendlingstal, vilket möjligen hänger samman med en lägre inkomstnivå per capita i dessa länder. Men i likhet med internationella jämförelser av mellanregionala flyttningstal, kan skillnaderna mellan länderna till stor del bero på regionstorlek och befolkningsgeografisk struktur inom länderna och inom regionerna. Det framgår av pendlingstalen för Sverige som växer med en finare regionindelning (pendlingstalet över kommungräns var 29,9 procent i Sverige år 2003). Egna beräkningar av pendling mellan fylker i Norge år 2001 ger ett pendlingstal på 7,7 procent (ej redovisat i diagram 4.23), dvs. någorlunda i nivå med den svenska pendlingen mellan Sveriges län eller lokala arbetsmarknadsregioner.

TPF

78

FPT

I likhet med det som redovisats tidigare för Sverige är

pendlingstalen i andra OECD-länder systematiskt högre för män än för kvinnor.

TPF

79

FPT

TP

77

PT

OECD statistiken redovisar inte intern omflyttning för samtliga länder för denna period. Nederländerna hade en kraftig ökning av den regionala omflyttningen mellan 1993 och 1998.

TP

78

PT

Antalet utpendlare till kommun i annat fylke i relation till befolkningen 16–66 år, 2001. Folke- og boligtellingen [2001] och Statistisk Sentralbyrå, Befolkningsstatistiken.

TP

79

PT

OECD [2005].

Diagram 4.23 Mellanregional pendling inom länder i OECD 2003

0

5

10

15

20

Spanien

Ungern

USA

Tjeckien

Procent

Källa:

OECD [2005] och bearbetningar av SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Medvetna om svårigheterna med direkta jämförelser av flyttnings- och pendlingstal, bedömer vi det trots allt som att det inte finns några tydliga tecken på att den geografiska rörligheten i Sverige avviker markant från genomsnittet inom OECD.

Det hävdas ofta att pendling är mera betydelsefullt för matchningsprocessen på arbetsmarknaden än mellanregionala flyttningar eftersom de observerade pendlingsfrekvenserna generellt sett är högre än flyttfrekvenserna.

TPF

80

FPT

Men frågan om vilket

av de två fenomenen som har störst betydelse för matchningsprocessen kan av flera skäl inte besvaras genom enkla jämförelser av observerade pendlings- och flyttfrekvenser. För det första är inte alla flyttningar arbetsmarknadsrelaterade (i motsats till arbetspendling) och flyttströmmarna utgörs delvis personer utanför arbetskraften. Genom att avgränsa den studerade populationen till personer i arbetsför ålder kan detta problem reduceras något. För det andra är pendlingstal mellan t.ex. två regioner vid en given tidpunkt eller beräknat som årsgenomsnitt (i enlighet med tillgänglig officiell statistik) inte ett mått på förändringar i arbetskraftsutbudet eftersom bara en liten del av detta representerar nya

TP

80

PT

Se t.ex. OECD [2005].

Sverige RO

verige Län

Sverige LA

Japan Österrike

Italien Holland Frankrike

Storbritannien

Tyskland

S

matchningar. De flesta pendlar till samma jobb som året innan. Detta mått innebär därför en grov överskattning av pendlingens betydelse för anpassningen på arbetsmarknaden till förändringar i efterfrågan även om den totala arbetspendlingen säger något om flexibiliteten i arbetskraftsutbudet.

TPF

81

FPT

En något mer relevant jämförelse mellan pendling och flyttningar som rörlighetsindikatorer är att jämföra mellanregionala flyttningsströmmar av personer i arbetsför ålder med förändringar i pendlingens omfattning och riktning mellan två observationstidpunkter. Något förenklat rör det sig om de individer som påbörjar pendling över regiongräns eller byter destination för fortsatt pendling över regiongräns mellan två observationstillfällen.

TPF

82

FPT

Med en sådan ansats följer dock viss överskattning av

flyttningarnas relativa betydelse för momentan geografisk arbetskraftsrörlighet vid jämförelser mellan dessa två typer av rörlighet. Förändringar i beståndet pendlare redovisas dock ej i officiell statistik för närvarande. I kapitel 6 redovisar vi resultat från skattningar av modeller för migration och påbörjad/förändrad pendling mellan lokala arbetsmarknadsregioner baserade på bearbetningar av individdata ur svenska befolkningsregister.

4.8. Avslutande kommentarer

Den sammanlagda slutsatsen av våra analyser av mellanregionala flyttningar och pendling i Sverige baserade på aggregerade data är att den geografiska rörligheten numera befinner sig på en förhållandevis hög nivå. Flyttningarna har ökat trendmässigt sedan början av 1980-talet och ligger för närvarande på nästan samma nivå som under flyttlasspolitikens era i slutet av 1960-talet. Vi kan också konstatera att arbetspendlingen ökat dramatiskt i omfattning under de senaste trettio åren. Den kortväga pendlingen över kommungräns har nästan fördubblats och den långväga över LA-gräns har mer än fördubblats. Uppfattningen att den geografiska rörligheten kan betraktas som förhållandevis omfattande har också stöd i färska uppgifter över flyttningar och pendling. Dessa visar att flyttningarna över länsgräns fortsatt att öka med knappt 3 procent

TP

81

PT

Förändringar av det totala antalet pendlare över tiden, som presenterats tidigare i detta kapitel, är dock i de flesta fall mera intressant som mått på arbetskraftens rörlighet.

TP

82

PT

Se t.ex. Eliasson, K., Lindgren, U. & Westerlund, O. [2003] och Evers, G. H. M. & Van der Veen, A. [1985].

under 2006 i jämförelse med 2005.

TPF

83

FPT

Den senaste statistiken visar

också att pendlingen över kommungräns ökat med ca 2 procent mellan 2004 och 2005.

TPF

84

FPT

Sammantaget kan vi alltså konstatera att den geografiska rörligheten befinner sig på en tämligen hög nivå. Det finns emellertid skäl att påminna om två särskilda omständigheter i detta sammanhang. Den ena rör flyttningsbenägenhetens utveckling i olika befolkningsgrupper. Här finner vi att den kraftiga ökningen i regional omflyttning, som ägt rum sedan början av 1990-talet, nästan uteslutande förklaras av en mycket påtaglig uppgång i flyttningsintensiteten bland personer i åldrarna 20–29 år. Det finns mycket som talar för att ökningen av flyttningsbenägenheten i denna åldersgrupp hänger samman med utbyggnaden och decentraliseringen av högre utbildning. I följande kapitel återkommer vi med en mer explicit analys av denna hypotes. Det finns dock anledning att understryka att byte av bostadsort i samband med påbörjande och avslutande av högre studier kan uppfattas som ett led i en etableringsstrategi på arbetsmarknaden och därför delvis är att betrakta som arbetsmarknadsrelaterad omflyttning.

Den andra omständigheten gäller sambandet mellan nettoinflyttning till storstadsregionerna, förhållanden på bostadsmarknaden och ökad pendling. Den mycket kraftiga uppgången i arbetspendling avspeglar till viss del det faktum att pendling i växande grad fungerar som ett alternativ till flyttning när man erbjuds arbete utanför den nuvarande bostadsregionen. Men ökningen i pendling är också delvis ett resultat av en fortsatt omfattande nettoinflyttning till storstadsregionerna. Den kraftiga nettoinflyttningen har ökat trycket på bostadsmarknaderna i dessa områden, med följden att nyinflyttade ofta inte har något annat val än att bosätta sig på relativt långt pendlingsavstånd från arbetsplatsen. Detta illustrerar att beroendeförhållandet mellan flyttning och pendling är mer komplext än vad man vid en första anblick kan tro. Likväl som en ökande arbetspendling kan vara en indikation på en flexiblare regional arbetsmarknad kan det också vara ett tecken

TP

83

PT

SCB [2007a].

TP

84

PT

SCB [2007b].

på en försämrad bostadsmarknad.

TPF

85

FPT

Ett dilemma i sammanhanget är

att sambandet mellan bostads- och arbetsmarknaden har ägnats jämförelsevis lite uppmärksamhet i svensk forskning om geografisk rörlighet. I rapportens slutdiskussion återkommer vi med ytterligare några argument till varför man inte bör förhålla sig alltför okritiskt till den tydliga trenden mot ökad arbetspendling.

Ytterligare perspektiv på den svenska geografiska rörligheten kan vi få genom internationella jämförelser. När vi studerar mellanregionala flyttningar och pendling i ett antal OECD-länder finner vi inget som tyder på att Sverige avviker negativt vid en jämförelse med andra utvecklade ekonomier. Mot bakgrund av svårigheterna att finna jämförbara regionala enheter vid internationella jämförelser är det dock befogat med stor varsamhet i tolkningen av dessa resultat.

Vad som är en optimal rörlighetsnivå för en viss ekonomi beror också på en rad faktorer som ser olika ut i olika länder. Skillnader i produktionsstruktur, utvecklingsnivå och individernas preferenser kan delvis förklara skillnader mellan länder och utvecklingen av rörlighet över tiden. För Sveriges del innebar den höga rationaliseringstakten inom jord- och skogsbruk ett stort behov av rörlighet under 1960-talet. Samtidigt producerades en större andel av varor och tjänster lokalt och behovet av geografisk rörlighet var kanske av den orsaken mindre jämfört med senare år. Koncentration och en tilltagande differentiering av produktionen och arbetskraftens kompetens, har tillsammans med snabba förändringar på världsmarknaden medfört ett ökat behov av geografisk rörlighet. Samtidigt har realinkomsterna ökat vilket på marginalen kan betyda att individerna i högre grad prioriterar olika livskvalitetsfaktorer som inte är direkt arbetsmarknadsanknutna vid val av bostadsort. För vissa grupper kan det senare leda till minskad vilja till flyttning eller pendling över längre distans, för andra till ökad benägenhet till rörlighet.

TP

85

PT

De ökande pendlingstalen under senare år kan också avspegla svårigheten för framför allt yngre människor att få tillgång till en egen bostad i samband med inflyttning till storstadsregionerna. Om man flyttar in till storstadsområden för att arbeta, men samtidigt tvingas bo i andra eller tredje hand och därför fortsätter att vara mantalsskriven på föräldrarnas adress, registreras detta i statistiken som pendling. Denna form av ”pendling” är en statistisk artefakt som hänger samman med definitionen av pendling i den registerbaserade arbetsmarknadsstatistiken. Vi känner inte till någon kartläggning över hur omfattande detta fenomen är och i vilken utsträckning det har tilltagit över tiden.

5. Omflyttningens drivkrafter och de regionala obalanserna

Vi har tidigare konstaterat att arbetskraftens geografiska rörlighet är av väsentlig betydelse för en väl fungerande arbetsmarknad. En hög geografisk rörlighet förhindrar att arbetskraft låses fast i regioner med vikande arbetskraftsefterfrågan och underlättar i stället en överföring av arbetskraft till regioner där nya arbetstillfällen tillkommer. I detta kapitel redovisas några empiriska resultat beträffande den regionala omflyttningens bestämningsfaktorer under perioden 1986–2004. Av analyserna i föregående kapitel framgår att det föreligger ett förhållandevis starkt samband mellan efterfrågetrycket på arbetsmarknaden och den geografiska rörligheten totalt sett, såväl före som efter 1990-talskrisen. Dessa resultat säger dock inget om huruvida rörligheten går från regioner med jämförelsevis svagare arbetsmarknadsläge till regioner med relativt sett starkare arbetsmarknadssituation och därigenom bidrar till att utjämna regionala obalanser på arbetsmarknaden. Det är denna frågeställning som står i fokus i detta kapitel.

5.1. En modell för arbetsmarknadsrelaterad regional omflyttning

Utgångspunkten för den empiriska analysen är en sökmodell för regional rörlighet utvecklad av Jackman & Savouri (1992).

TPF

86

FPT

Enligt

denna modell är det nyanställningar som genererar arbetsmarknadsrelaterade flyttningar. En flyttning uppstår som resultat av att en ledig plats i region j tillsätts av en arbetssökande från region i. Sannolikheten för detta beror av det relativa antalet arbetssökande i region i och det relativa antalet lediga platser i

TP

86

PT

Sökmodellen har använts i flera tidigare svenska studier av regional omflyttning. Edin, P-A. & Holmlund, B. [1994], Nilsson, C. [1995] samt Westerlund, O. [1998] använder modellen för att studera migration på länsnivå och Eliasson, K. [1998] använder den för att studera flyttningar på kommunnivå.

region j. Denna ansats skiljer sig något från den traditionella humankapitalmodellen i så måtto att den lägger tonvikten på kvantiteter (arbetssökande och lediga platser) snarare än priser (löner/inkomster). I humankapitalmodellen är regionala löneskillnader en viktig drivkraft för omflyttningen mellan regioner. Denna ansats förutsätter dock att lönerna är flexibla och anpassar sig vid olika typer av störningar på de regionala arbetsmarknaderna. I en ekonomi som kännetecknas av trögrörliga löner kommer förändringar i exempelvis varuefterfrågan, råvarupriser och produktionsteknik i stället att ge upphov till regionala skillnader i arbetslöshet och vakanser.

Med utgångspunkt från sökmodellen kan flyttströmmarna förväntas gå från regioner med relativt sett många arbetssökande till regioner med relativt sett många lediga platser. Denna omflyttning antas alltså komma till stånd även om det inte föreligger några regionala skillnader i löner. Det faktum att sökmodellen framhåller kvantiteter snarare än priser som drivkraft för regional rörlighet passar väl in på svenska arbetsmarknadsförhållanden. Den svenska arbetsmarknaden karaktäriseras av liten nominell löneflexibilitet och små regionala löneskillnader. Den regionala variationen i arbetslöshet och lediga platser är mångfalt större än motsvarande skillnader i löner.

TPF

87

FPT

Analysen baseras på årliga data över bruttoflyttningsströmmar mellan lokala arbetsmarknader (LA) under perioden 1986–2004.

TPF

88

FPT

Den beroende variabeln är definierad som logaritmen av antalet flyttare från LA i till LA j som andel av befolkningen i LA i, (ln m

B

ij

B

). De förklarande variabler som kan motiveras utifrån den

teoretiska modellen är den relativa arbetslöshetskvoten (u

B

i

B

/u

B

j

B

), den

relativa andelen i arbetsmarknadspolitiska program (p

B

i

B

/p

B

j

B

) och den

relativa vakanskvoten (v

B

j

B

/v

B

i

B

). Som indikator för den totala

anställningsaktiviteten i ekonomin används vakanskvoten för hela ekonomin (v) respektive år. Modellen är alltså specificerad för att svara på frågan hur skillnader i arbetsmarknadsläge mellan två LA påverkar bruttoflyttningsströmmarna mellan dessa givet den totala anställningsaktiviteten i ekonomin. Notera att kvoterna är formulerade på ett sådant sätt att vi förväntar oss positiva tecken på de

TP

87

PT

Nilsson, C. [1995] presenterar siffror över regionala skillnader i arbetslöshet, arbetsmarknadspolitiska program, lediga platser och löner för perioden 1965–1993. För en mer detaljerad genomgång av den svenska lönestrukturen och dess utveckling i ett internationellt perspektiv, se t.ex. Björklund, A. m.fl. [2006] och Konjunkturinstitutet [2006].

TP

88

PT

Det rör sig om samma indelning i lokala arbetsmarknader som presenterats i tidigare kapitel, dvs. 89 LA definierade enligt pendlingsstatistik för 2000.

skattade parametrarna. Det innebär att flyttningarna förväntas öka ju högre arbetslöshets- respektive programkvoten är i utflyttningsregionen jämfört med inflyttningsregionen. På motsvarande sätt förväntar vi oss att flyttningarna ökar ju högre vakanskvoten är i inflyttningsregionen jämfört med utflyttningsregionen.

Ovanstående grundspecifikation har kompletterats med ytterligare ett antal variabler. För det första introduceras den relativa befolkningsstorleken (POP

B

j

B

/POP

B

i

B

). En stor region har

sannolikt ett mer diversifierat näringsliv och ett större flöde av lokala jobberbjudanden.

TPF

89

FPT

Detta underlättar förutsättningarna för

lokal jobbrörlighet och minskar därmed risken för framtida arbetslöshet. Sådana försäkringsmässiga argument för att välja en stor region kan, som diskuterats tidigare, vara särskilt betydelsefulla för hushåll med två förvärvsarbetande och i synnerhet om det handlar om högutbildade personer. Stora regioner erbjuder normalt också större valmöjligheter för konsumtion av privata och offentliga tjänster.

Vi har tidigare argumenterat för att högskolesektorns mycket snabba expansion under de senaste 15 åren sannolikt är av stor betydelse för den ökning i regional omflyttning som ägt rum sedan början av 1990-talet. För att mer explicit undersöka vilken betydelse den högre utbildningen har för flyttströmmarna, har vi utökat modellen med den totala utbildningskapaciteten (h) och den relativa regionala utbildningskapaciteten (h

B

j

B

/h

B

i

B

). Utbildningskapaci-

teten är definierad som antalet platser i grundläggande högskoleutbildning i förhållande till befolkningen i åldern 18–39 år.

TPF

90

FPT

Slutligen har vi tagit med flyttningsavståndet mellan LA i och LA j (d

B

ij

B

). Som avståndsmått använder vi kilometerdistansen i vägnätet mellan huvudorterna i respektive LA. Flyttningsavståndet avspeglar sannolikt både sökkostnader och olika typer av direkta och indirekta kostnader för eventuell flyttning.

Samtliga förklarande variabler i modellen uttrycks i logaritmerad form. Vi kan således tolka de skattade parametrarna i procentuella termer, det vill säga hur en procentuell förändring i en viss för-

TP

89

PT

Se Eliasson, K. & Westerlund, O. [2003] och Johansson, B., Strömquist, U. & Åberg, P. [1998] för en analys av lokala arbetsmarknaders storlek och näringslivets diversifiering.

TP

90

PT

Stöd för att det är antalet utbildningsplatser per capita snarare än den absoluta utbildningskapaciteten som påverkar sannolikheten att påbörja högskoleutbildningen och flyttning i samband med utbildning finns i Eliasson, K. [2006]. Per capita definitionen har dessutom fördelen att vara mindre korrelerad med befolkningsstorlek, vilket underlättar tolkningen av de skattade parametrarna för dessa variabler.

klarande variabel påverkar bruttoflyttningarna i procent. Formellt kan grundversionen av modellen skrivas som:

ij

i

j

i

j

i

j

j

i

j

i

ij

d h h h POP POP

v v p p u u v m

ln ) / ln( ln ) / ln(

) / ln( ) / ln( ) / ln( ln ln

+ + +

+ + + + =

De data som analysen baseras på är en kombination av tvärsnitts- och tidsseriedata, så kallade paneldata, över 89 LA-regioner observerade under 19 år. Totalt rör det sig om 148 808 observationer (89*88*19). Det finns en rad olika ekonometriska tekniker för att analysera paneldata.

TPF

91

FPT

Tidigare svenska studier av regional

omflyttning som utgått från Jackman-Savouri-modellen och baserats på paneldata, har genomgående använts sig av så kallade fixa effekter i skattningarna. En fördel med att nyttja fixa effekter är att de kompenserar för utelämnade variabler som är konstanta över tiden. Därmed blir det möjligt att erhålla konsistenta estimat även i det fall modellen inte innefattar alla relevanta förklarande variabler. Det pris man betalar för att med hjälp av fixa effekter eliminera den variation i tvärsnitten som hänger samman med ickeobserverbara faktorer är dock att all tvärsnittsvariation går förlorad. Det innebär att de skattade parametrarna endast identifieras på basis av variation inom tvärsnitten över tid.

Att kasta bort all variation mellan tvärsnitten kan visa sig vara särskilt kostsamt om man försöker förklara en snabbt föränderlig beroende variabel med trögrörliga oberoende variabler eller oberoende variabler som uppvisar ensidig trend. Dessa avigsidor har gjort att forskare inom andra tillämpade områden avråder från att använda fixa effekter i panelskattningar eller åtminstone uppmanar till stor försiktighet i tolkningen av sådana skattningar.

TPF

92

FPT

Mot bakgrund av ovanstående diskussion väljer vi att i första hand redovisa skattningsresultat från en klassisk regressionsmodell utan fixa effekter, där de skattade parametrarna alltså identifieras av variation både inom och mellan tvärsnitten. Det visar sig dock att resultaten är känsliga för modellspecifikation. Därför kommer vi även kommentera vad som händer om vi inför fixa effekter i skattningarna.

TPF

93

FPT

TP

91

PT

Se t.ex. Greene, W. H. [2003] för en introduktion till olika ekonometriska metoder för att analysera paneldata.

TP

92

PT

Se t.ex. Durlauf, S. N., Johnson, P. A. & Temple, J. R. W. [2005] för en diskussion av panelansatser i tillväxtekonometri.

TP

93

PT

Den så kallade random-effects-modellen är ett annat exempel på en modell som ibland används för att analysera paneldata. I stället för en fix effekt inför man i denna modell en slumpmässig term för varje tvärsnittsobservation. Det krävs dock att denna term är

5.2. Resultat för perioden 1986–2004

De empiriska resultaten för hela perioden 1986–2004 presenteras i tabell 5.1. Av den första kolumnen kan vi utläsa att en ökning av den relativa arbetslöshetskvoten (u

B

i

B

/u

B

j

B

) med 10 procent ökar

utflyttningen med 0,7 procent. En ökning av den relativa vakanskvoten (v

B

j

B

/v

B

i

B

) med 10 procent ökar inflyttningen med

0,3 procent. Vi ser också att flyttningarna tilltar med anställningsaktiviteten i ekonomin, mätt med den totala vakanskvoten (v). Resultaten stämmer så långt väl överens med vad som kan förväntas utifrån den teoretiska modellen och estimaten är genomgående signifikanta på femprocentsnivån eller lägre. Vidare är de skattade parametrarna robusta för olika sätt att hantera konjunkturläget i ekonomin.

TPF

94

FPT

Även övriga variabler uppvisar förväntade effekter på bruttoflyttningsströmmarna. En ökning av den relativa befolkningsstorleken (POP

B

j

B

/POP

B

i

B

) med 10 procent ökar inflyttningen med

5,4 procent. Det tycks också finnas stöd för påståendet att flyttströmmarna påverkas av högskolesektorns utbyggnad och den relativa regionala tillgången på utbildningsplatser. En ökning av den totala utbildningskapaciteten (h) med 10 procent föranleder en ökad omflyttning med 3,2 procent. Vidare finner vi att en ökning av den relativa regionala utbildningskapaciteten (h

B

j

B

/h

B

i

B

) med

10 procent ökar inflyttningen med 0,07 procent. Slutligen kan vi konstatera att flyttningsbenägenheten minskar avsevärt med geografiskt avstånd. En ökning av migrationsdistansen (d

B

ij

B

) med

10 procent minskar flyttningarna med hela 23 procent. Samtliga estimat är signifikanta på enprocentsnivån.

I den andra kolumnen i tabell 5.1 använder vi den relativa andelen i arbetsmarknadspolitiska program (p

B

i

B

/p

B

j

B

) i stället för

arbetslöshetskvoten. Effekten på flyttningarna blir ungefär densamma; en ökning av andelen i arbetsmarknadspolitiska program med 10 procent ökar utflyttningen med 0,5 procent. Den tredje kolumnen visar att när vi introducerar både arbetslöshetskvoten och andelen i program har båda variablerna en positiv men insignifikant effekt på utflyttningen. Problemet är att variablerna är så högt korrelerade att det inte är möjligt att separera deras

okorrelerad med övriga förklarande variabler, annars ger modellen inte konsistenta estimat. I samtliga fall där vi testade modellen förkastades detta antagande på basis av ett Hausman specifikationstest. Vi redovisar därför inga resultat för random effects modellen.

TP

94

PT

Parametrarna förändras endast marginellt när vi använder den totala migrationskvoten eller årsdummyvariabler som konjunkturindikator.

individuella effekter på omflyttningen. Vi kommer därför fortsättningsvis att addera arbetslöshetskvoten och andelen i arbetsmarknadspolitiska program till ett mått på den totala arbetslöshetskvoten (u

B

i

B

+p

B

i

B

/u

B

j

B

+p

B

j

B

).

TPF

95

FPT

Tabell 5.1 Skattningsresultat flyttningar mellan lokala arbets- marknader 1986–2004

(1) (2) (3)

ln(u

B

i

B

/u

B

j

B

) 0,0654

(3,39)

P

***

P

0,0475

(1,40)

ln(p

B

i

B

/p

B

j

B

) 0,0503

(3,17)

P

***

P

0,0181

(0,65)

ln(v

B

j

B

/v

B

i

B

) 0,0349

(2,30)

P

**

P

0,0397

(2,67)

P

***

P

0,0356

(2,35)

P

**

P

lnv 0,2491

(12,88)

P

***

P

0,2491 (12,88)

P

***

P

0,2491 (12,88)

P

***

P

ln(POP

B

j

B

/POP

B

i

B

) 0,5420

(71,17)

P

***

P

0,5384 (65,35)

P

***

P

0,5398 (65,05)

P

***

P

lnh 0,3213

(11,44)

P

***

P

0,3213 (11,44)

P

***

P

0,3213 (11,44)

P

***

P

ln(h

B

j

B

/h

B

i

B

) 0,0070

(5,03)

P

***

P

0,0069

(4,96)

P

***

P

0,0070

(5,05)

P

***

P

lnd

B

ij

B

-2,3420 (-233,77)

P

***

P

-2,3420 (-233,77)

P

***

P

-2,3420 (-233,77)

P

***

P

Antal observationer 148 808

148 808

148 808

R

P

2

P

0,26

0,26

0,26

Anm.: Skattningsresultat baserade på poolade tvärsnitts- och tidsserieobservationer utan fixa effekter. t-värden baserade på Huber-White robusta standardfel inom parentes. Signifikansnivåer: * 10 procent, **

5 procent, *** 1 procent. Källa: Egna beräkningar.

Vi har också experimenterat med att införa olika mått på ackommodationsgraden i arbetsmarknadspolitiken i modellen. Dessa mått har formulerats som andelen personer i arbetsmarknadspolitiska program i relation till andelen i öppen respektive total arbetslöshet i utflyttningsregionen, dvs. (p

B

i

B

/u

B

i

B

) och (p

B

i

B

/u

B

i

B

+p

B

i

B

).

Det visade sig dock att även dessa variabler är så högt korrelerade

TP

95

PT

Se översikten om tidigare forskning i kapitel 3 och de studier som refereras däri för en diskussion och analys av arbetsmarknadspolitiska åtgärder och geografisk rörlighet.

med övriga variabler i modellen att det blev svårt att urskilja effekten av var och en av dem på omflyttningen. De skattade parametrarna för övriga variabler förändras påtagligt när ackommodationsmåtten introduceras i modellen, sannolikt till följd av korrelationen mellan dessa mått och övriga variabler. Vi betraktar därför dessa specifikationer som mindre tillförlitliga men vill ändå notera att ackommodationsgraden i arbetsmarknadspolitiken uppvisar en kraftigt negativ och signifikant effekt på flyttningarna i dessa skattningar (ej redovisade i tabell). En ökning av de arbetsmarknadspolitiska programmen i utflyttningsregionen, givet nivån på den öppna eller totala arbetslösheten, minskar alltså utflyttningen signifikant.

Vi har även laborerat med en mindre restriktiv specifikation av modellen, där variablerna för ut- och inflyttningsregion introduceras separat i stället för som relativa storheter (den senare formuleringen följer av den teoretiska modellen). Med undantag för avståndsvariabeln (som liksom tidigare är starkt signifikant negativ) erhåller vi genomgående positiva signifikanta effekter på flyttningen i den mindre restriktiva specifikationen. Den skattade parametern för den totala arbetslöshetskvoten är större i utflyttningsregionen än i inflyttningsregionen. För övriga variabler gäller det omvända förhållandet. Det innebär alltså att ”push”elasticiteten dominerar för total arbetslöshet, medan ”pull”elasticiteten överväger för vakanser, befolkningsstorlek och tillgång på utbildningsplatser.

Som vi nämnt baseras resultaten på modeller utan fixa effekter, med argumentet att vi vill använda variation både inom och mellan tvärsnitten för att identifiera de skattade parametrarna. Men det kan ändå vara intressant att undersöka vad som händer om vi inför fixa effekter. Om vi specificerar modellen i kolumn 1 i tabell 5.1 med fixa effekter för ut- och inflyttningsregion visar det sig att de skattade parametrarna för den relativa arbetslöshetskvoten, den relativa vakanskvoten och den relativa utbildningskapaciteten är känsliga för modellspecifikation i detta avseende (ej redovisat i tabell). Ingen av de skattade parametrarna för dessa variabler är statistiskt signifikanta i en modell med fixa effekter. Däremot påverkas inte parametrarna för övriga variabler i någon nämnvärd utsträckning. Slutsatsen av detta blir alltså att resultaten är känsliga med avseende på vilka dimensioner av variationen i datamaterialet som används för att identifiera de skattade parametrarna.

5.3. Hur stabila är resultaten över tid?

Vi har tidigare konstaterat att det skett stora förändringar genom åren både i den regionala omflyttningens omfattning och i dess geografiska mönster. En central frågeställning är därför om de skattningsresultat vi redovisat så här långt är stabila över tid. Mot bakgrund av diskussionen om den geografiska rörlighetens betydelse för att utjämna regionala obalansproblem på arbetsmarknaden är det särskilt intressant att ställa frågan om flyttningarnas reaktion på regionala arbetsmarknadsförhållanden förändrats över tiden. För att besvara den frågan har vi delat in den aktuella observationsperioden i tre delperioder: 1986–1990, 1991–1997 och 1998–2004. I tabell 5.2 redovisar vi resultat för perioden som helhet och separat för varje delperiod.

Tabell 5.2 Skattningsresultat flyttningar mellan lokala arbets- marknader 1986–2004

Tidsvarierande parametrar

1986–2004 1986–1990 1991–1997 1998–2004

ln(u

B

i

B

+p

B

i

B

/u

B

j

B

+p

B

j

B

) 0,0635

(3,44)

P

***

P

0,0517

(1,76)

P

*

P

0,0658

(1,68)

P

*

P

0,1345

(4,14)

P

***

P

ln(v

B

j

B

/v

B

i

B

) 0,0366

(2,44)

P

**

P

-0,0487

(-1,39)

0,0678

(2,85)

P

***

P

0,0472

(1,93)

P

*

P

lnv 0,2491

(12,88)

P

***

P

0,8472

(5,23)

P

***

P

0,4279

(6,51)

P

***

P

0,0257

(0,26)

ln(POP

B

j

B

/POP

B

i

B

) 0,5391

(67,61)

P

***

P

0,5197 (33,06)

P

***

P

0,5414 (39,54)

P

***

P

0,5473 (43,35)

P

***

P

lnh 0,3213

(11,44)

P

***

P

1,8397

(4,32)

P

***

P

0,2971

(2,57)

P

***

P

0,4086

(2,83)

P

***

P

ln(h

B

j

B

/h

B

i

B

) 0,0070

(5,05)

P

***

P

0,0067

(2,41)

P

**

P

0,0092

(3,90)

P

***

P

0,0051

(2,34)

P

**

P

lnd

B

ij

B

-2,3420 (-233,77)

P

***

P

-2,3892 (-123,00)

P

***

P

-2,3492 (-141,27)

P

***

P

-2,3011 (-140,03)

P

***

P

Antal observationer 148 808

39 160

54 824

54 824

R

P

2

P

0,26 0,26 0,26 0,26

Anm.: Skattningsresultat baserade på poolade tvärsnitts- och tidsserieobservationer utan fixa effekter. t-värden baserade på Huber-White robusta standardfel inom parentes. Signifikansnivåer: * 10 procent, **

5 procent, *** 1 procent. Källa: Egna beräkningar.

Med hjälp av ett s.k. F-test kan vi statistiskt förkasta hypotesen att de skattade parametrarna är konstanta över tiden. Detta test omfattar emellertid samtliga parametrar i modellen över alla tre delperioder. Om vi i stället studerar de enskilda centrala variablerna och jämför delperiod mot delperiod kan vi konstatera att parametern för den relativa totala arbetslöshetskvoten är signifikant högre i den senaste delperioden jämfört med motsvarande parametrar i både den första och den andra delperioden. När det gäller den relativa vakanskvoten är parameterskattningarna för den andra och tredje delperioden signifikant högre än den skattade parametern för den första delperioden. Vidare finner vi att parameterskattningarna för den totala vakanskvoten är signifikant skilda från varandra i samtliga delperioder.

Sammantaget pekar resultaten på att det regionala arbetsmarknadsläget haft större betydelse för den regionala omflyttningen under 1990-talet och inledningen av 2000-talet jämfört med högkonjunkturåren i slutet av 1980-talet. Det gäller särskilt om vi jämför den senaste delperioden med den första. Däremot tycks den regionala rörligheten i allt mindre utsträckning påverkas av den totala anställningsaktiviteten i ekonomin. Möjligen avspeglar detta resultat problematiken med den över tiden tilltagande underrapporteringen av antalet vakanser. En försiktig tolkning av resultaten sammantaget är att flyttningarna svarar på skillnader i regionalt arbetsmarknadsläge på ett förväntat sätt och att det åtminstone inte finns några entydiga belägg för att betydelsen av regionala skillnader i arbetslöshet och vakanser minskat över tiden. Snarare tyder resultaten på det motsatta.

Även om dessa resultat inte kan tas till intäkt för att omflyttningen i någon absolut mening är tillräcklig för att komma till rätta med regionala obalansproblem på arbetsmarknaden tolkar vi resultaten som positiva. Det motsatta resultatet – att flyttströmmarna hade gått från regioner med relativt sett starkare arbetsmarknadssituation till regioner med relativt sett svagare arbetsmarknadsläge – hade definitivt föranlett en större oro i detta avseende.

När det gäller effekten av övriga variabler kan vi konstatera att det totala antalet högskoleplatser och den relativa tillgången på dessa har en signifikant positiv effekt på flyttströmmarna i samtliga delperioder. De skattade parametrarna för den relativa regionala tillgången på utbildningsplatser är förhållandevis stabila, men vi ser att effekten är något större under mellanperioden, 1991–1997. Parametern för den totala utbildningskapaciteten är avsevärt högre

under den första delperioden, 1986–1990, jämfört med motsvarande parametrar i efterföljande perioder. Avslutningsvis finner vi att de skattade parametrarna för den relativa befolkningsstorleken och flyttningsavståndet är stabila över tiden och att effekterna på den regionala omflyttningen ligger i linje med vad som kan förväntas.

Det förtjänar dock än en gång att påminna om resultatens känslighet för olika alternativa modellspecifikationer. Denna avsaknad av robusthet uppträder ofta i skattningsresultat baserade på aggregerade data. Med denna reservation i minnet tolkar vi trots allt de ekonometriska resultat som presenterats så här långt som en grov indikation på hur flyttningarna påverkas av det regionala arbetsmarknadsläget och andra regionala attribut. I kapitel 6 återkommer vi bland annat med en fördjupad ekonometrisk analys av hur olika aspekter av individuell arbetsmarknadsstatus inverkar på den geografiska rörligheten.

5.4. Ökar eller minskar de regionala obalanserna?

T

Hur har de regionala obalansproblemen på arbetsmarknaden utvecklats över tiden? Det finns ett antal studier som analyserat utvecklingen på länsnivå. Nilsson (1995) fokuserar på perioden 1965–1993 och konstaterar att det skett en påtaglig utjämning i både regional arbetslöshetskvot och vakanskvot. Spridningen i den relativa andelen i arbetsmarknadspolitiska åtgärder har också minskat markant under den aktuella perioden. När det gäller den regionala lönespridningen (industriarbetarlöner) skedde en betydande utjämning från mitten av 1960-talet till första halvan av 1980-talet, en utveckling som anses hänga samman med den solidariska lönepoli

T

tiken och LO:s krav på särskilda låglöne-

satsningar. Under senare delen av 1980-talet och början av 1990-talet tenderade den regionala lönespridningen att öka. Jämfört med den regionala variationen i arbetslöshet och vakanser är dock spridningen i löner betydligt mindre. I samtliga fall används så kallad variationskoefficient som mått på regional spridning.

Skedinger (1991, 1993) studerar rangordningen i arbetslöshet mellan länen för ungefär samma period och finner att de regionala skillnaderna i arbetslöshet är mycket beständiga. Oavsett konjunkturförlopp har arbetslöshetskvoten i skogslänen stabilt legat cirka 1,5 procentenheter över nivån i storstadslänen. Överlag är rangordningen mellan länen med avseende på arbetslöshet

mycket stabil. Länens plats i arbetslöshetshierarkin är ungefär densamma under 1970-talet som under 1980-talet. Björklund m.fl. (2006) jämför inledningen av 2000-talet med början av 1980-talet och kommer till samma slutsats.

I följande avsnitt kommer vi att komplettera ovanstående studier i två avseenden. För det första redovisar vi uppgifter om de regionala obalansproblemen för en något mer aktuell tidsperiod, 1986–2004. För det andra studerar vi obalanserna med utgångspunkt från de lokala arbetsmarknadsregionerna. En analys på länsnivå riskerar att maskera inomregionala skillnader mellan delområden som inte är funktionellt integrerade genom arbetspendling. Detta problem är mindre om analysen utgår från lokala arbetsmarknader. Å andra sidan manar det stora inslaget av befolkningsmässigt små lokala arbetsmarknader till viss försiktighet i tolkningen av resultat. Risken är annars att utvecklingstendenser i de många småregionerna tillmäts en oproportionerligt stor betydelse.

T

Det finns flera olika sätt att mäta regionala skillnader på arbetsmarknaden. Vi använder två mått som ofta förekommer i analyser av regionala obalansproblem. Ett vanligt förekommande mått på regional spridning i en variabel är variationskoefficienten (CV). Variationskoefficienten är ett skaloberoende mått på relativ spridning i en variabel, definierad som standardavvikelsen genom medelvärdet. Det innebär att måttet kan användas för att jämföra spridningen i variabler med vitt skilda skalor. Det kan också vara intressant att undersöka om regionala skillnader är varaktiga över tiden. Ett formellt mått på beständigheten i regionala skillnader kan erhållas med rangkorrelationskoefficienten (K). Detta mått bygger på att man jämför

T

stabiliteten i den regionala rangordningen över

tiden. Om rangordningen är helt oförändrad över tiden antar måttet värdet 1 och vid en fullständigt slumpmässig rangordning blir värdet 0.

Diagram 5.1 beskriver utvecklingen av den regionala spridningen i öppen och total arbetslöshet på LA-nivå. I båda fallen noterar vi att spridningen i arbetslöshet varierar omvänt i förhållande till den genomsnittliga totala arbetslöshetsnivån i landet. Skillnaderna var som störst under högkonjunkturen i slutet av 1980-talet. I samband med den ekonomiska krisen i början av 1990-talet, då arbetslöshetsnivån i landet steg kraftigt, minskade den regionala spridningen dramatiskt. Under den återhämtningsfas som följt därefter har skillnaderna ökat något, men befinner sig alltjämt på en klart lägre nivå jämfört med konjunkturtoppen i slutet av 1980-talet.

Den regionala spridningen i total arbetslöshet är genomgående större än spridningen i öppen arbetslöshet. Om vi studerar skillnaderna mellan de båda arbetslöshetsmåtten kan vi utläsa att modereringen av de regionala obalanserna med hjälp av arbetsmarknadspolitiska program var särskilt stor under krisåren i början av 1990-talet, men också att denna ackommodering varit förhållandevis omfattande även under de allra senaste åren.

Diagram 5.1 Regional spridning i öppen och total arbetslöshet (vänster axel) och total arbetslöshet på riksnivå (höger axel) samtliga lokala arbetsmarknader 1986–2004

CV Procent

0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

0 2 4 6 8 10 12 14 16 18

CV total arbetslöshet CV öppen arbetslöshet Riksgenomsnitt total arbetslöshet

Anm.: Som spridningsmått används variationskoefficienten (CV). Total arbetslöshet = öppen arbetslöshet + konjunkturberoende program. Linjen anger riksgenomsnittet i total arbetslöshet i procent av arbetskraften (höger axel). Källa: Bearbetningar av AMS sökandestatistik och SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

T

Av regionala rättviseskäl är det önskvärt att komma till rätta med obalansproblem på alla regionala arbetsmarknader. I ett nationellt perspektiv är dock skillnader mellan utbud och efterfrågan på arbetskraft på små lokala arbetsmarknader av relativt sett mindre betydelse. De största allokeringsvinsterna finns att hämta genom bättre balans på de stora lokala arbetsmarknaderna. Mot denna bakgrund är det naturligt att ställa frågan om resultaten ovan endast drivs av utvecklingen i de många små regionerna. För att

besvara den frågan har vi studerat den regionala spridningen i öppen och

T

total arbetslöshet för de större lokala arbetsmarknaderna,

närmare bestämt de lokala arbetsmarknader som tillhör regionfamiljerna storstadsregioner och regionala centra.

TPF

96

FPT

I absoluta tal utgör

de 22 av totalt 89 lokala arbetsmarknader, men rymmer samtidigt cirka 80 procent av landets befolkning. I samtliga fall handlar det om regioner med en befolkningsstorlek på 100 000 invånare eller fler.

För detta övre skikt i den regionala hierarkin finner vi samma tendenser i utvecklingen av den regionala spridningen i arbetslöshet (ej redovisat i diagram). Ett förlopp där skillnaderna var som störst i slutet av 1980-talet, kraftigt fallande spridning i början av 1990-talet och något ökande skillnader därefter. Nivån på den regionala spridningen är dock genomgående något lägre bland dessa större regioner. Men för att knyta an till den ursprungliga frågan kan vi alltså konstatera att en analys som begränsas till de större lokala arbetsmarknaderna inte föranleder någon ändring av slutsatsen rörande utvecklingen av de regionala skillnaderna i arbetslöshet.

Diagram 5.2 visar hur LA-regionernas totala arbetslöshet under perioden 1986–1990 förhåller sig till LA-regionernas totala arbetslöshet under åren 2000–2004. Rangordningen mellan de lokala arbetsmarknaderna vad gäller arbetslöshet är i stort sett densamma i början av 2000-talet som i slutet av 1980-talet. Ett formellt mått på stabiliteten i rangordningen ges av rangkorrelationskoefficienten, som i det här fallet uppgår till 0,67. Det innebär att de regionala skillnaderna i arbetslöshet får betraktas som relativt beständiga.

TP

96

PT

Mer detaljer kring regionfamiljerna presenteras i Appendix A.

Diagram

5.2

Regional persistens i total arbetslöshet för samtliga

lokala arbetsmarknader

Procent

0 5 10 15 20 25 30

0

5

10

15

20

25

30

1986-1990

20 00-20 04

Pajala

Övertorneå

Haparanda

Värnamo

Gislaved St ockholm

Bengtsfors

Katrineholm

Kiruna

Överkalix

M arkaryd

Lycksele

Procent

Anm.: Total arbetslöshet = öppen arbetslöshet + konjunkturberoende program. Den vertikala och horisontella heldragna linjen anger riksgenomsnittet i total arbetslöshet i procent i respektive delperiod. Den streckade linjen är en skattad regressionslinje. Källa: Bearbetningar av AMS sökandestatistik och SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Att rangordningen är stabil samtidigt som den regionala spridningen minskat kan framstå som en aning motsägelsefullt. Tolkningen av dessa båda resultat är helt enkelt att även om de regionala skillnaderna i arbetslöshet har minskat något över tid har de flesta regioner förflyttat sig mycket lite eller inte alls inom den regionala arbetslöshetshierarkin.

Trots att det allmänna mönstret visar på relativt varaktiga skillnader i regional arbetslöshet finns det exempel på förhållandevis dramatiska positionsförändringar. Bengtsfors arbetsmarknadsregion utgör det mest drastiska exemplet. Här var den totala arbetslöshetsnivån i slutet av 1980-talet något över 3 procent i genomsnitt. I början av 2000-talet har arbetsmarknadssituation varit betydligt sämre med en genomsnittlig total arbetslöshetsnivå på drygt 12 procent. Detta motsvarar en positionsförsämring på 57 platser; från 15:e till 72:a plats i den regionala arbetslöshetshierarkin. Katrineholm är ett annat exempel på en arbetsmarknads-

region som fått vidkännas en jämförelsevis kraftig försämring av arbetsmarknadsläget (från 13:e till 52:a plats i rangordningen). Bland de lokala arbetsmarknader som förbättrat sin relativa position utmärker sig Markaryd (från 41:a till 8:e plats) och Lycksele (från 61:a till 29:e plats). Överlag kan vi konstatera att det i första hand är de små arbetsmarknadsregionerna som fått erfara större förändringar av sin relativa position.

Det är framför allt ett antal arbetsmarknadsregioner i Småland som uppvisar varaktigt låga arbetslöshetsnivåer, som ligger betydligt under riksgenomsnittet. Stockholms lokala arbetsmarknad tillhör också gruppen regioner med relativt riksgenomsnittet låg arbetslöshet. Bland de regioner som däremot befinner sig konstant över den genomsnittliga arbetslöshetsnivån i landet märks framför allt ett antal lokala arbetsmarknader i Norrbottens län.

TPF

97

FPT

Här handlar det om totala arbetslöshetstal som ligger 10–20 procentenheter över riksgenomsnittet.

Om vi som i fallet med den regionala spridningen i arbetslöshet begränsar analysen av arbetslöshetens persistens till de befolkningsmässigt större lokala arbetsmarknaderna kan vi återigen konstatera att mönstret blir i huvudsak oförändrat. Som framgår av diagram 5.3 är rangordningen mellan de större regionerna i total arbetslöshet ungefär densamma i början och slutet av perioden. I det här fallet ligger rangkorrelationskoefficienten på 0,60. Vi har redan konstaterat att Stockholm kan räkna sig till gruppen regioner med jämförelsevis låg arbetslöshet. Bland övriga storstadsregioner finner vi att Göteborg ligger något under den genomsnittliga arbetslöshetsnivån i landet, medan Malmö uppvisar en total arbetslöshetsnivå betydligt över riksgenomsnittet. I båda perioderna redovisar Luleå den överlägset högsta totala arbetslöshetsnivån bland de större lokala arbetsmarknaderna. Även om den regionala arbetslöshetsbilden för de större lokala arbetsmarknaderna domineras av persistens finns det bland dessa regioner också exempel på förhållandevis stora placeringsförändringar. Umeå är den region som förbättrat sin relativa position mest (från 30:e till 19:e plats i den totala hierarkin), medan Norrköping är den lokala arbetsmarknad som tappat flest placeringar (från 19:e till 50:e plats).

TP

97

PT

Till viss utsträckning kan de höga arbetslöshetstalen i vissa delar av Norrbottens län förklaras av att den registerbaserade arbetsmarknadsstatistiken inte omfattar svenskar som är sysselsatta på andra sidan riksgränsen. Denna undertäckning av sysselsatta driver upp arbetslöshetskvoten.

Diagram 5.3 Regional persistens i total arbetslöshet för större lokala arbetsmarknader

Procent

4 6 8 10 12

2

4

6

1986-1990

20 00-20 04

Stockholm

Göteborg

8

M almö

Norrköping

Umeå

Luleå

Procent

Anm.: Till gruppen större lokala arbetsmarknader räknas LA som tillhör regionfamiljerna storstadsregioner och regionala centra, totalt 22 stycken. Total arbetslöshet = öppen arbetslöshet + konjunkturberoende program. Den vertikala och horisontella heldragna linjen anger riksgenomsnittet i total arbetslöshet i procent i respektive delperiod. Den streckade linjen är en skattad regressionslinje. Källa: Bearbetningar av AMS sökandestatistik och SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Ett annat sätt att belysa de rumsliga obalansproblemen på arbetsmarknaden är att studera utvecklingen av de regionala skillnaderna i sysselsättningsintensitet. Även om man kan förvänta sig att sysselsättningsintensiteten och arbetslösheten är spegelbilder av varandra, så följer inte ett sådant samband per definition. Ett skäl till detta är att sysselsättningsintensiteten beräknas i förhållande till befolkningen i arbetsför ålder medan arbetslöshetstalet beräknas i relation till arbetskraftens storlek.

TPF

98

FPT

Det innebär att

flöden av personer från arbetslöshet till aktiviteter utanför arbetskraften, som exempelvis studier och förtidspension, minskar arbetslöshetsnivån (såväl den öppna som den totala) men inverkar inte på sysselsättningsintensiteten. Likaledes påverkar fördelningen

TP

98

PT

Sysselsättningsintensiteten definieras som andelen sysselsatta (enligt den Registerbaserade arbetsmarknadsstatistiken) 16-64 år av befolkningen 16-64 år. Denna definition skiljer sig något från den som används i Arbetskraftsundersökningarna. Sysselsättningsintensiteten benämns ibland sysselsättningsgraden.

av den totala arbetslösheten på öppet arbetslösa och personer i arbetsmarknadspolitiska program nivån på den öppna arbetslösheten men har ingen effekt på sysselsättningsintensiteten.

TPF

99

FPT

Av

detta följer att det åtminstone på teoretisk grund är fullt möjligt att de regionala skillnaderna i arbetslöshet utvecklas i en riktning och den regionala spridningen i sysselsättningsintensitet i en annan.

TPF

100

FPT

Diagram 5.4 Regional spridning i sysselsättningsintensitet (vänster axel) och sysselsättningsintensitet på riksnivå (höger axel) samtliga lokala arbetsmarknader 1986–2004

CV Procent

0,00 0,02 0,04 0,06 0,08

1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

0 25 50 75 100

Anm.: Som spridningsmått används variationskoefficienten (CV). Linjen anger riksgenomsnittet i sysselsättningsintensitet i procent enligt höger axel. Källa: Bearbetningar av SCB Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik.

Diagram 5.4 redovisar utvecklingen av den regionala variationen i sysselsättningsintensitet på LA-nivå. Det första vi kan konstatera är att spridningen i sysselsättningsintensitet är markant lägre än variationen i arbetslöshet (jämför diagram 5.1). Vidare finns det

TP

99

PT

Detta gäller om man, som vi gör, definierar personer i arbetsmarknadspolitiska program som tillhörande arbetskraften men ej sysselsatta. Notera att detta är en förenkling i förhållande till de principer som tillämpas i Arbetskraftsundersökningarna.

TP

100

PT

En annan möjlig orsak till en skiljaktig utveckling i dessa båda storheter är förekomsten av så kallad latent arbetslöshet; ej sysselsatta individer som anmäler sig som arbetssökande först när arbetsmarknadsläget förbättras. Eftersom vi inte har tillgång till statistik över latent arbetslösa bortser vi emellertid från detta.

inget som tyder på att spridningen i sysselsättningsintensitet följer något utpräglat konjunkturmönster. Efter 1990-talskrisen verkar skillnaderna mellan regionerna ha stabiliserats på en nivå som ligger något över den som registrerades i slutet av 1980-talet. Att variationen i sysselsättningsintensitet har ökat en aning samtidigt som skillnaderna i arbetslöshet har minskat något kan vara en indikation på att regioner med jämförelsevis sett svagare arbetsmarknadsläge förbättrat sin relativa arbetslöshetssituation i första hand genom att arbetslösa flödat ut ur arbetskraften snarare än att arbetslösa övergått i sysselsättning. Detta är emellertid endast en tentativ hypotes som kräver fördjupad analys för att kunna beläggas.

Om vi studerar rangordningen mellan de lokala arbetsmarknaderna i sysselsättningsintensitet kan vi konstatera att de flesta regioner förflyttat sig förhållandevis lite från slutet av 1980-talet till början av 2000-talet (ej redovisat i diagram). Rangkorrelationskoefficienten uppgår till 0,49. De regionala skillnaderna i sysselsättningsintensitet är alltså relativt varaktiga, om än inte i samma grad som skillnaderna i arbetslöshet. När vi begränsar analysen av de regionala obalanserna i sysselsättningsintensitet till de större lokala arbetsmarknaderna finner vi, som i fallet med arbetslöshet, att resultaten i huvudsak förblir oförändrade. Även det geografiska mönstret tenderar att upprepa sig. Smålands lokala arbetsmarknader utmärker sig med de klart högsta sysselsättningsintensiteterna medan Norrbottens arbetsmarknadsregioner befinner sig långt under riksgenomsnittet.

TPF

101

FPT

5.5. Regionala obalanser i Sverige och OECD

Måhända kan vi få ytterligare perspektiv på de regionala obalanserna på den svenska arbetsmarknaden genom jämförelser med andra utvecklade ekonomier. I likhet med tidigare är det dock viktigt att understryka att internationella jämförelser av regionala obalansproblem på arbetsmarknaden är problematiska av flera skäl, inte minst på grund av att de regionala enheter som används kan skilja sig avsevärt i ekonomisk vikt, ytstorlek, befolkningstäthet och andra relevanta dimensioner. Det ideala vore om utgångspunkten för analysen bestod av lokala arbetsmarknadsområden

TP

101

PT

Återigen finns det anledning att anta att siffrorna för vissa delar av Norrbottens län delvis förklaras av att den registerbaserade arbetsmarknadsstatistiken inte omfattar svenskar som är sysselsatta på andra sidan riksgränsen, något som drar ner sysselsättningsintensiteten.

som är funktionellt integrerade via arbetspendling. Statistik för funktionella arbetsmarknadsregioner av det slaget finns emellertid endast att tillgå för ett fåtal länder. De regionala indelningar som tillämpas inom OECD varierar från delstater eller provinser i Nordamerika och Australien till stadsregioner i flera europeiska länder. Mot bakgrund av den mycket stora variationen i regional skala, som kan bidra till att dölja eller förstärka mellanregionala skillnader, är det befogat med stor försiktighet i tolkningen av resultat vid internationell jämförelse av obalanssituationer.

Diagram 5.5 presenterar regionala skillnader på arbetsmarknaden i ett antal OECD-länder. För Sveriges del baseras uppgifterna på riksområden, vilka är åtta till antalet.

TPF

102

FPT

Sett över alla länder får de

regionala obalanserna i Sverige betraktas som förhållandevis små. Både när det gäller arbetslöshet och sysselsättningsintensitet är den regionala variationen mindre än i merparten av övriga EU-stater. Sverige uppvisar något större regional spridning än Norge, men aningen mindre variation än Finland. Vi kan också konstatera att de regionala obalanserna i Sverige är betydligt mindre än i länder som Italien och Tyskland, där de regionala klyftorna på arbetsmarknaden är mycket påtagliga.

Med reservation för nämnda olikheter i de regionala indelningar som tillämpas finner vi inget som tyder på att Sverige generellt utmärker sig med stora regionala obalanser på arbetsmarknaden. Jämfört med andra utvecklade ekonomier är de svenska regionala skillnaderna relativt små. Det finns heller ingen anledning att tro att de svenska riksområdena skiljer sig så radikalt från andra relevanta länders regionala enheter att detta skulle vara huvudförklaring till de erhållna resultaten.

TP

102

PT

I OECD-sammanhang räknas de svenska riksområdena till Territorial Level 2 och de utgör också Sveriges NUTS2-nivå enligt EU:s regionala nomenklatur.

Diagram 5.5 Regionala obalanser på arbetsmarknaden i några OECD-länder 2003

Viktad variationskoefficient

Arbetslöshet

0 10 20 30 40 50 60 70 80 90

Ita lien ( 20 )

T yskl a n d ( 3 6 )

B el gi en ( 11)

M e xi co ( 3 2 )

T je cki e n ( 8 )

Ös te rri k e (9 )

T u rk ie t (7 )

S p ani en ( 16)

U n ger n ( 7 )

S tor br ita nni en ( 37)

S lov ak ie n ( 4 )

P o rt u g a l (5 )

K or ea ( 15)

K an ada ( 10)

F inl an d ( 4 )

J apan ( 47 )

F rank ri k e ( 22)

S c hwei z ( 7 )

G rek lan d ( 13)

P o le n ( 1 6)

S v er ige ( 8)

N y a Z eel and ( 12 )

U S A ( 51)

H ol land ( 12 )

Ir lan d ( 2 )

N o rg e (7 )

A u s tra lie n (8 )

Sysselsättningsintensitet

0 2 4 6 8 10 12 14 16 18

Ita lien ( 20 )

T u rk ie t (7 )

S p ani en ( 16)

B el gi en ( 11)

U n ger n ( 7 )

S lov ak ie n ( 4 )

P o le n ( 1 6)

S tor br ita nni en ( 37)

T yskl a n d ( 3 6 )

T je cki e n ( 8 )

K an ada ( 10)

F inl an d ( 4 )

F rank ri k e ( 22)

M e xi co ( 3 2 )

N y a Z eel and ( 12 )

U S A ( 51)

S v er ige ( 8)

S c hwei z ( 7 )

G rek lan d ( 13)

J apan ( 47 )

K or ea ( 15)

P o rt u g a l (5 )

A u s tra lie n (8 )

Ös te rri k e (9 )

H ol land ( 12 )

N o rg e (7 )

Ir lan d ( 2 )

Anm.: Antalet regionala enheter i respektive land inom parentes. Det obalansmått som används är en viktad variationskoefficient, där vikten utgörs av storleken på arbetskraften i respektive region i förhållande till den nationella arbetskraften. Källa: OECD [2005].

5.6. Avslutande kommentarer

Vilka slutsatser är då möjliga att dra när det gäller den regionala omflyttningens drivkrafter och utvecklingen av de regionala obalansproblemen på arbetsmarknaden? Resultaten indikerar att den regionala omflyttningen tycks svara på skillnader i regionalt arbetsmarknadsläge på ett i huvudsak förväntat sätt. Flyttningsströmmarna tenderar att gå från regioner med en jämförelsevis sämre arbetsmarknadssituation till regioner med ett relativt sett bättre arbetsmarknadsläge. Det finns heller inget som tyder på att flyttningarnas reaktion på regionala skillnader i arbetslöshet och vakanser minskat över tiden.

Analysen av regionala skillnader i arbetslöshet och sysselsättningsintensitet visar att de regionala obalanserna på arbetsmarknaden inte förändrats nämnvärt under de senaste tjugo åren. Den regionala spridningen i arbetslöshet varierar omvänt i förhållande till arbetslöshetsnivån i riket och har minskat något sett över hela perioden. När det gäller den regionala variationen i sysselsättningsintensitet finns det tecken på ett skift till en något högre nivå under de senaste tio åren. Samtidigt kan vi konstatera att förändringarna i dessa båda variabler inte föranlett någon större omkastning av de lokala arbetsmarknadernas inbördes rangordning. De flesta regioner har förflyttat sig mycket lite eller inte alls inom den regionala obalanshierarkin.

Är bestående regionala skillnader i arbetslöshet och sysselsättningsintensitet en indikation på att arbetskraftens geografiska rörlighet är otillräcklig? Det är inte självklart. Beständigheten i de regionala obalansproblemen på arbetsmarknaden kan också reflektera en långsiktig jämviktssituation där till exempel låga boendekostnader och andra värden av att bo i en viss region, som exempelvis den ”livskvalitet” som följer av konsumtion av olika typer av regionalt bundna tillgångar, kompenserar för eventuellt sämre sysselsättningsmöjligheter och högre arbetslöshetsrisk. Men det kan heller inte uteslutas att arbetsmarknadspolitik och annan offentlig politik skapar vissa inlåsningseffekter på arbetsmarknaden. Samtidigt kan vi konstatera att tillgänglig statistik över regionala skillnader i arbetslöshet och sysselsättningsintensitet för OECD-länderna visar att Sverige har en jämförelsevis låg regional spridning i dessa variabler.

Kombinationen av ovanstående resultat – att flyttningarna i stort tycks reagera på skillnader i regionalt arbetsmarknadsläge på ett förväntat sätt och att Sverige under de senaste tjugo åren lyckats

upprätthålla internationellt sett små regionala obalanser på arbetsmarknaden – tolkar vi som ett tecken på att den geografiska rörligheten verkar fungera tämligen väl i relation till förändrade utbuds- och efterfrågeförhållanden på de regionala arbetsmarknaderna. Vi vill dock understryka att detta endast är en tentativ slutsats. Kommande kapitel bidrar med en fördjupad ekonometrisk analys av hur olika aspekter av individuell arbetsmarknadsstatus påverkar hushållens geografiska rörlighet i form av flyttning och pendling.

6. Analys av geografisk rörlighet på individnivå

I detta kapitel redovisas resultat av skattningar baserade på individdata ur officiella register över den svenska befolkningen. De avser drivkrafter till flyttning och pendling över lokal arbetsmarknadsregiongräns inom Sverige. Dessutom redovisas skattade effekter av denna rörlighet på individernas och hushållens sammanlagda arbetsinkomster. Vi är primärt intresserade av att undersöka hur individernas arbetsmarknadssituation påverkar sannolikheten för flyttning och pendling mellan regionala arbetsmarknader. Vidare är vi intresserade av i vilken utsträckning den geografiska rörligheten utmynnat i mer sysselsättning och/eller högre produktivitet vilket vi mäter via förändringar i årlig bruttoarbetsinkomst.

Datamaterialet innehåller uppgifter om personer i den svenska befolkningen som 1997 hade svenskt medborgarskap (inklusive utlandsfödda svenska medborgare) och var i åldern 25–45 år. Modellerna skattas separat för individer som var gifta eller samboende respektive för individer som var ensamstående enligt uppgifter från SCB:s register.

TPF

103

FPT

Kapitlet inleds med en analys av flyttningarnas bestämningsfaktorer på individnivå och effekter av flyttningarna på de flyttandes arbetsinkomster. Det följande avsnittet redovisar skattningar av bestämningsfaktorer för pendling och presenterar skattade effekter av pendling på arbetsinkomster. Därefter följer ett avsnitt som undersöker om skattningsresultaten är stabila över tiden.

TP

103

PT

Vi tackar ITPS för tillgänglighet till deras databas IFDB. För samboende gäller att data endast omfattar par med gemensamt hemmavarande barn under 18 år.

6.1. Bestämningsfaktorer för flyttning

Vi börjar med att undersöka hur egenskaper hos individen påverkar flyttningar mellan regionala arbetsmarknader i Sverige. Analysen avser flyttningar mellan lokala arbetsmarknader 1997-1999, dvs. migration mellan funktionella regionala arbetsmarknader under en period med relativt hög arbetslöshet men samtidigt med en starkt uppåtgående konjunktur.

Sannolikheten för migration över gräns till annan lokal arbetsmarknad (LA) antas här vara beroende av egenskaper hos individen, hushållsattribut och karaktäristika för den region där individen/hushållet bor innan flyttning.

TPF

104

FPT

Dessa faktorer antas

påverka hushållets val mellan att stanna eller flytta genom att de direkt eller indirekt påverkar förväntade värden av fördelar och nackdelar av att flytta i jämförelse med alternativet att stanna (se avsnitt 2.1). Det primära intresset är att studera sambandet mellan å den ena sidan individernas arbetsmarknadssituation och regionspecifika förhållanden, och å den andra sidan sannolikheten för flytt över gräns till annan arbetsmarknadsregion. I modellen ingår också variabler som antas direkt eller indirekt fånga upp viktiga icke-ekonomiska eller icke-monetära aspekter på flyttningsbeslutet. Individernas ålder och förekomst av barn i hushållet är exempel på sådana variabler.

Innan flyttning hade flyttarna något lägre genomsnittliga inkomster i jämförelse med personer som inte flyttade. Vidare var andelen som var arbetslösa, studerande, högt utbildade och socialbidragstagare någon gång året innan flyttning högre bland flyttarna i jämförelse med dem som inte flyttade (Appendix B, tabell B.1 och B.2).

Resultaten i den följande redovisningen bör tolkas med försiktighet. Redovisningen kan i vissa stycken ge ett överdrivet sken av exakthet eller intryck av att vi har identifierat faktiska orsakssamband. I flera fall är resultaten snarare att betrakta som korrelationer vilka kan ges många alternativa tolkningar. Resultaten överensstämmer dock i stora drag med annan empirisk forskning och ligger i linje med det som kan förväntas enligt ekonomisk teori.

TP

104

PT

Två begränsningar bör nämnas: 1) Modellen beaktar inte förhållanden i andra regioner och därmed vad som styr individens val av inflyttningsregion utan bör betraktas som en modell för utflyttning; 2) Modellen är en förenkling av en betydligt komplexare underliggande struktur och effekten av en enskild faktor, t.ex. den skattade effekten av individens utbildning på flyttning, kan verka genom flera olika mekanismer. Vi identifierar inte dessa mekanismer i sina beståndsdelar utan skattar en sammanlagd effekt av utbildning.

6.1.1. Flyttningar bland gifta eller samboende par

Skattningsresultat avseende gifta respektive samboende par presenteras i tabell 6.1 där den vänstra kolumnen avser resultat från en linjär sannolikhetsmodell och den högra kolumnen innehåller resultat från en logistisk modell. Den beroende variabeln indikerar om individerna flyttat över gräns för lokal arbetsmarknad någon gång mellan sista dagen i december 1997 och motsvarande kalenderdag 1999.

TPF

105

FPT

Mannens attribut markeras med M och

kvinnans med K. Samtliga modeller är skattade med variabler som indikerar vilken LA-region som bostaden var belägen i 1997 (innan flyttning).

Om vi först betraktar resultaten avseende effekterna av individuell erfarenhet av arbetslöshet (de två första raderna i tabellen) framgår att sannolikheten för migration ökar om mannen har varit arbetslös någon gång under 1997. Enligt skattningen av den linjära modellen ökar sannolikheten för flyttning i genomsnitt med 0,28 procentenheter om mannen varit arbetslös någon gång under 1997. Detta resultat skall ses i jämförelse med personer som var sysselsatta under 1997 och som inte hade någon erfarenhet av arbetslöshet under detta år. Det bör noteras att vi här kontrollerar för incidens av arbetslöshet och inte arbetslöshetstidens längd.

Sannolikheten för flyttning ökar även i det fall kvinnan i hushållet var arbetslös och den skattade effekten är lika stor som den är för mannen (0,28 procentenheter). Resultaten från den logistiska modellen indikerar mycket likartade marginella effekter av individuell arbetslöshet som resultaten från den linjära modellen. För övriga variabler av intresse har de skattade effekterna samma tecken och i stort sett samma signifikansnivå som motsvarande estimat från den linjära modellen. Storleksordningen i en del estimat skiljer sig dock något år. Av utrymmesskäl kommer vi i det följande att enbart presentera resultat från den linjära modellen och i texten markera om den logistiska modellen ger starkt avvikande resultat.

I alternativa specifikationer har vi försökt kontrollera för det fall att båda makarna var arbetslösa innan flyttningen. Variablerna som indikerar individuell arbetslöshet blir insignifikanta samtidigt som den skattade effekten av att både mannen och kvinnan i samma hushåll har erfarenhet av arbetslöshet är 1,5 procentenheter och starkt signifikant. Dessa resultat tyder på att det föreligger en hög

TP

105

PT

En period om två år har valts för att säkerställa ett större antal flyttningar och därmed större variation i data.

korrelation (s.k. multikolinearitet) mellan mannens och kvinnans arbetslöshet. I övrigt är de skattade effekterna av individuell arbetslöshet inte känsliga för förändringar av modellspecifikationen.

Andra estimat som avser individernas arbetskraftsstatus indikerar, som förväntat, att de som är utanför arbetskraften i utgångsläget har högre sannolikhet för flyttning och att detta i synnerhet gäller för de studerande. Utan att dra allt för starka slutsatser kan man också notera att skattningarna inte tyder på någon inlåsningseffekt av socialbidrag. Hushåll där minst en av makarna har haft socialbidrag under 1997 har faktiskt en högre sannolikhet för flyttning enligt dessa resultat.

Sammantaget verkar det som att det enskilda hushållets erfarenhet av arbetslöshet påverkar sannolikheten för migration i förväntad riktning.

TPF

106

FPT

I modellerna har vi även inkluderat indikatorer för den region individerna var mantalsskrivna i och den bransch de var sysselsatta i före flyttning. Av utrymmesskäl presenteras inte resultaten avseende dessa variabler här.

TPF

107

FPT

Den låga förklaringsgraden (R

P

2

P

) för

den linjära sannolikhetsmodellen är inte onormalt och det säger egentligen inte så mycket om modellens förmåga att förklara individernas val.

TPF

108

FPT

Vi har även experimenterat med att i stället för regionspecifika fixa effekter inkludera ett antal variabler som mäter regionala attribut; regional arbetslöshet, befolkningsstorlek och pendlingsmöjligheter till arbetsplatser i omgivande regioner. Det visade sig dock att de skattade effekterna av dessa variabler var mycket känsliga för modellspecifikation medan skattningarna avseende individattribut förblev i stort sett identiska med estimaten i tabell 6.1. Det bör dock noteras att vi även med ledning av dessa resultat kan förvänta oss, allt annat lika, en större utflyttning från regioner där relativt sett många individer har drabbats av arbetslöshet och att arbetslösheten därigenom fungerar som pushfaktor i enlighet med ekonomisk teori.

TP

106

PT

Liknande resultat redovisas i Widerstedt, B. [998], Eliasson, K., Lindgren, U. & Westerlund, O. [2003] och Nakosteen, R. A. & Westerlund, O. [2004]. De två senare studierna finner även förväntade effekter av storleken på regional arbetslöshet.

TP

107

PT

Utelämning av branschvariablerna från modellerna ger inte resultat som förändrar våra slutsatser.

TP

108

PT

Se t.ex. Greene, W. H. [2003] eller Stock, J. H. & Watson, M. W. [2003]. Pseudo-R

P

2

P

är

inte heller att jämföra med det vanliga R

P

2

P

-värdet vid skattningar med minstakvadratmetoden.

Logitmodellen är skattad med maximum-likelihood-metoden som till skillnad från minstakvadratmetoden inte går ut på att minimera avvikelsen mellan de faktiska observationerna och den skattade regressionslinjen, se t.ex. Greene, W. H. [2003].

Tabell 6.1 Sannolikhet för flyttning över gräns för lokal arbets- marknad för gifta eller samboende 1997

Linjär sannolikhetsmodell och logistisk modell Variabel Linjär modell Logistisk modell (marginella effekter)

Estimat * 100 Estimat * 100

M Arbetslös

0,28 *

0,29 ***

K Arbetslös

0,28 **

0,26 ***

M Studerande

2,95 ***

0,69 ***

K Studerande

0,79 ***

0,32 ***

M Ej i arbetskraften

1,53 ***

0,79 ***

K Ej i arbetskraften

0,96 ***

0,52 ***

Socialbidrag 1,48 *** 0,97 *** M Kort gymnasieutbildning -0,27 *** -0,15 M Lång gymnasieutbildning 0,31 ** 0,35 *** M Universitetsutbildning 1,06 *** 0,73 *** K Kort gymnasieutbildning -0,10 -0,15 K Lång gymnasieutbildning -0,02 -0,03 K Universitetsutbildning 0,57 *** 0,30 *** M Ålder -0,09 *** -0,04 *** Hemmavarande barn -2,09 *** -1,54 *** Barn yngre än 7 år 0,61 *** 0,65 *** Flyttade 1994-1997 8,57 *** 2,60 *** M Pendlade 1994-1996 1,02 *** 0,55 *** K Pendlade 1994-1996 1,22 *** 0,45 *** M Född utomlands 0,46 ** 0,28 ** K Född utomlands 0,58 *** 0,31 **

Antal observationer

111

177 111 177

R

P

2

P

0,04

0,14

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. I modellen inkluderas även variabler som anger boenderegion 1997 (LA-region) och bransch för mannens respektive kvinnans anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Lokal arbetsmarknad avser LA 2000. Källa: Egna beräkningar.

I övrigt finner vi bland annat standardresultatet att sannolikheten för flyttning avtar med individernas ålder och med förekomst av hemmavarande barn. Estimaten tyder också på att hushåll där minst en person är född utomlands har en högre sannolikhet för flyttning.

I likhet med tidigare studier tyder våra resultat på ett starkt positivt samband mellan flyttning under föregående period(er) och sannolikheten för flyttning i innevarande period. Estimatet från den linjära modellen är överraskande stort medan motsvarande estimat från den logistiska modellen indikerar en positiv och statistiskt signifikant, men betydligt lägre, effekt. Tolkningen av denna variabel är dock inte helt oproblematisk. Tidigare erfarenhet av rörlighet kan bero av individens arbetskraftsstatus och övriga påverkande faktorer i tidigare perioder. Variabeln kan också fånga upp individer som av olika skäl, som inte direkt kan observeras, är, och har varit, mera flyttningsbenägna.

TPF

109

FPT

Den kan t.ex. fånga

effekter av att en individ har ett yrke som kräver geografisk rörlighet, att individen generellt sett har svårt att etablera sig på arbetsmarknaden eller att personen allmänt tycker om att röra på sig. Detta resultat kan åtminstone delvis tolkas som ett tecken på arbetsmarknadsrelaterad flyttning.

Det är också intressant och i enlighet med förväntningarna att hushåll där någon av makarna pendlade över gräns till annan LAregion har en högre sannolikhet för flyttning. En rimlig tolkning är att detta resultat kan återspegla flyttning närmare ett arbetsställe efter en tid av mellanregional pendling.

6.1.2. Flyttningar bland ensamstående

Valet av boenderegion är rimligtvis något enklare för ensamstående personer i jämförelse med individer som lever i en parrelation. Det finns därför starka skäl att analysera flyttningarna för denna grupp separat. Skattningsresultaten för de ensamstående presenteras i tabell 6.2.

TPF

110

FPT

I skattningarna ingår även variabler som indikerar

vilken lokal arbetsmarknadsregion som individerna var mantalsskrivna i under 1997 (innan flyttning) och indikatorer för

TP

109

PT

Se t.ex. Jaeger, D. m.fl. [2007].

TP

110

PT

Av utrymmesskäl redovisas fortsättningsvis inte skattningar utförda med den logistiska sannolikhetsmodellen. Resultaten är i stora drag likartade och de strider inte mot våra huvudsakliga slutsatser.

branschtillhörighet. Av utrymmesskäl är dessa resultat utelämnade i tabellen.

För ensamstående män finner vi, i likhet med för män som var gifta eller samboende, att individuell arbetslöshet hänger samman med en högre sannolikhet för flyttning. Resultatet är också i detta fall okänsligt för förändringar av modellspecifikation. För ensamstående kvinnor finner vi däremot inte något statistiskt signifikant samband mellan individuell arbetslöshet och migration även om den skattade koefficienten är positiv.

Även ensamstående som uppbär socialbidrag under 1997 har högre sannolikhet för migration. En närmare analys tyder på att denna variabel delvis verkar avspeglar individuell arbetslöshet eller att personerna inte befann sig i arbetskraften under 1997. Särskilt gäller detta ensamstående kvinnor där den skattade parametern för individuell arbetslöshet indikerar en positiv och statistiskt signifikant effekt på sannolikheten för flyttning när vi utesluter socialbidragsvariabeln från migrationsmodellen. En möjlig förklaring är att individuell arbetslöshet hänger samman med socialbidrag och då speciellt för personer med längre arbetslöshetsperioder.

Resultaten tyder, som förväntat, på en avsevärt högre sannolikhet för flyttning bland dem som var studerande. Delvis kan detta återspegla utflyttning från föräldrahem, flyttning till och från studieorter, flyttning i samband med inträde i arbetskraften eller faktorer som hänger samman med att de yngre ofta är mer öppna för förändringar. Dessa aspekter torde dock till stor del också reflekteras i parameterestimatet för individernas ålder. För övriga individer utanför arbetskraften finner vi en förhöjd sannolikhet för flyttning bland män men inte för kvinnor. I enlighet med vad som kan förväntas indikerar resultaten att flyttningsbenägenheten stiger med individernas utbildningsnivå och att universitetsutbildning verkar ha en relativt stor betydelse i detta sammanhang. I likhet med estimaten för gifta eller samboende par indikeras även här högre rörlighet bland de utlandsfödda men estimatet är dock bara signifikant bland männen.

Tabell 6.2 Sannolikhet för flyttning över gräns för lokal arbetsmarknad för ensamstående 1997

Linjär sannolikhetsmodell

Variabel Män Kvinnor

Estimat * 100 Estimat * 100

Arbetslös

0,86 **

0,35

Studerande 6,98 *** 4,01 *** Ej i arbetskraften 1,56 ** 0,62 Kort gymnasieutbildning -0,16 0,002 Lång gymnasieutbildning 0,77 ** 1,15 *** Universitetsutbildning 3,14 *** 2,80 *** Ålder -0,20 *** -0,20 *** Hemmavarande barn -1,45 *** -2,31 *** Socialbidrag 1,82 *** 1,68 *** Flyttade 1994-1997 13,57 *** 11,52 *** Pendlade 1994-1996 4,12 *** 4,44 *** Född utomlands 1,03 *** 0,59

Antal observationer

41

761 33 716

R

P

2

P

0,09 0,07

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. I modellen inkluderas även variabler som anger boenderegion 1997 (LA-region) och bransch för mannens respektive kvinnans anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Källa: Egna beräkningar.

6.2. Effekter av migration på arbetsinkomster

Vi har med hjälp av individdata ur samma register över den svenska befolkningen som använts i avsnitt 6.1 studerat effekterna av mellanregional migration på årlig bruttoarbetsinkomst. Vi har utfört särskilda analyser dels för gifta eller samboende par, dels för ensamstående kvinnor och män. Det finns få studier som direkt studerar effekten av mellanregional flyttning på inkomster. Axelsson & Westerlund (1998) finner inga signifikanta effekter på hushållets disponibla inkomst bland gifta par. Nilsson (2001) redovisar positiva effekter på individers bruttoinkomster, dock med vissa undantag för kvinnor. Nakosteen & Westerlund (2004) redovisar betydande positiva effekter av flyttning på brutto-

arbetsinkomst bland ensamstående personer. Detta gäller för de som var arbetslösa såväl som för de som var sysselsatta innan flyttning. Axelssons och Westerlunds studie avser flyttningar och inkomster under 1980-talet. De andra två studierna baseras på data fram till och med 1995. Det finns oss veterligen inga publicerade svenska studier som undersöker effekterna av flyttning på inkomster med data från senare tid. Det finns också förvånansvärt få studier som analyserar ekonomiska effekter av flyttningar ur ett hushållsperspektiv för gifta eller samboende par. Förutom de två tidigare nämnda svenska studierna, har vi endast kunna finna fem studier publicerade i internationella tidskrifter.

Cooke (2003) studerar gifta par i USA och redovisar positiva effekter av flyttning på männens inkomster men flyttning verkar inte påverka kvinnornas inkomster. Smits (2001) använder data från Holland och resultaten tyder på negativa effekter av migration på inkomsterna för båda makarna. Jacobsen & Levin (2000) studerar migration mellan delstater i USA och finner liknande resultat för gifta par, dvs. negativa effekter på makarnas inkomster. Nivalainen (2004) analyserar flyttningar bland hushåll i Finland och kommer fram till att flyttningarna i de flesta fall är knutna till mannens karriär och att kvinnorna är s.k. tied migrants.

TPF

111

FPT

Nivalainen (2005) redovisar resultat som tyder på att flyttning ökar sannolikheten för sysselsättning för männen men inte för kvinnorna bland gifta eller samboende par.

Analysen i detta avsnitt avser individer som åren 1998 eller 1999 flyttade mellan lokala arbetsmarknader (LA) inom Sverige.

TPF

112

FPT

Vi studerar det ekonomiska utfallet 1-5 år efter flyttning, dvs. fram till och med inkomståret 2003.

I avsnitt 6.2.1–6.2.4 redovisas en sammanfattning av resultaten, vilka inledningsvis avser hushåll med gifta eller samboende par. Därefter redovisas resultat för ensamstående med eller utan hemmavarande barn. Genomgående presenteras, för respektive hushållstyp, först resultat baserade på data över hushåll där individerna var sysselsatta eller utanför arbetskraften och därefter resultat avseende personer som var arbetslösa innan flyttning.

TPF

113

FPT

TP

111

PT

Jämför Mincer, J. [1978] och redovisningen av teorier för rörlighet i kapitel 2.

TP

112

PT

89 LA-regioner definierade enligt pendlingsstatistik för 2000.

TP

113

PT

Balanseringstest indikerade otillfredsställande balansering, dvs. dålig jämförbarhet mellan grupperna flyttare och icke-flyttare när de arbetslösa inkluderades tillsammans med övriga individer vid skattningarna. Den valda indelningen grundar sig på balanseringstest vid olika alternativa indelningar. Vi har dock för de mest centrala av de redovisade resultaten testat att skatta modellen med alla observationer. I allt väsentligt finner vi inget som strider mot de resultat som redovisas här och inget som förändrar våra slutsatser.

Den ekonometriska modell som används för att skatta inkomsteffekterna beskrivs utförligare i förklaringsruta 6.1.

T

Förklaringsruta 6.1

T T

Ekonometrisk modell

T

Vi har använt en s.k. matchningsestimator (difference–in–difference propensity score matching) för att skatta genomsnittliga effekter av migration på inkomstförändringen mellan 1997 och åren efter flyttning:

s

k

f

k

s

f

fs

Y Y Y Y y y y ) ( ) (

1997

1997

1997

1997

  • = Δ
  • Δ = Δ

+

+

T

där

Δ

y står för inkomstförändring, Y för bruttoarbetsinkomster, f för flyttare,

s

för stannare. Förenklat går metoden ut på att vi som jämförelse till varje enskilt flyttande hushåll försöker skapa en relevant jämförelsegrupp av hushåll ur jämförelsegruppen som inte flyttat. Detta görs genom att för samtliga hushåll skatta sannolikheten för flyt

T

tning som en funktion av observerade

attribut av potentiell betydelse för flyttningsbeslut och för inkomster. För varje enskilt hushåll i gruppen flyttare jämförs den observerade inkomstförändringen med ett vägt genomsnitt av inkomstförändringar bland hushåll som inte flyttat. Hushåll i jämförelsegruppen som har samma eller nästan samma skattade sannolikhet för flyttning tilldelas stor vikt vid beräkning av genomsnittlig inkomstförändring i jämförelsegruppen. Vikterna blir mindre när skillnaderna i skattad flyttningssannolikhet ökar mellan de två grupperna av hushåll.* På så sätt sker en jämförelse mellan flyttarna och jämförbara individer bland dem som stannar där de individer som är mest jämförbara har störst betydelse för resultaten.

Vid denna typ av icke-experimentell ansats finns risk för fel i skattningarna på grund av icke-observerade egenskaper hos individen, attribut i individens omgivning eller kombinationer därav. Det kan t.ex. röra sig om systematiska skillnader mellan flyttare och icke-flyttare när det gäller egenskaper som påverkar både flyttningsbenägenhet och produktivitet på arbetsmarknaden. Genom att vi kontrollerar för individernas inkomster i utgångsläget när vi skattar skillnad i inkomstförändring, tar vi hänsyn till icke-observerad heterogenitet av betydelse för inkomst och som inte förändras över tiden. Dessutom ingår i modellen ett antal variabler som indirekt kan vara korrelerade med icke-observerade egenskaper som t.ex. framåtanda eller motivation. Balanseringstest indikerar överlag inga signifikanta skillnader i förklarande variabler som ingår i skattningar av sannolikhet för flyttning. Som vanligt i dessa sammanhang kan vi dock inte utesluta att eventuellt kvarvarande systematiska icke-observerade skillnader mellan flyttare och icke-flyttare ger missvisande skattningsresultat.

Anm.: * Se t.ex. Smith, J. & Todd, P. [2005], Angrist, J. [1998], Rosenbaum, P. & Rubin, D. [1983], Cobb-Clark,

D. A. & Crossley, T. [2003]. Den skattade effekten avser genomsnittlig effekt av flyttning på

inkomstförändringen bland flyttare (average treatment effect on the treated). Vi har även skattad dessa modeller med alternativa ansatser och utfört vissa känslighetsanalyser, se Åström, J. & Westerlund, O. [2006]. Resultaten förblir i allt väsentligt lika med dem som presenteras här.

6.2.1. Gifta eller samboende som var sysselsatta eller utanför arbetskraften 1997

Från ITPS databas (IFDB) har vi dragit ett slumpmässigt urval bestående av 125 891 gifta eller samboende par i åldern 25–45 år, som var svenska medborgare och sysselsatta eller utanför arbetskraften 1997 och som förblev gifta eller samboende under perioden 1997–2006. Av dessa var det 1 911 par (1,5 procent) som flyttade någon gång under 1998 eller 1999.

TPF

114

FPT

Inkomsterna avser årlig

bruttoarbetsinkomst av anställning (inklusive beskattningsbara förmåner) och inkomst av aktiv näringsverksamhet. Bidrag eller utbetalningar från socialförsäkringar ingår således inte.

Om ingen hänsyn tas till olikheter i gruppsammansättning, ökade inkomsterna mellan 1997 och 2003 med i genomsnitt cirka 40 procent bland flyttande män. Det kan jämföras med omkring 20 procent i inkomstökning för män som inte flyttat. Motsvarande värden för kvinnor är 52 procent bland flyttare respektive 35 procent bland dem som inte flyttat. Sammantaget visar den deskriptiva statistiken en avsevärt större genomsnittlig inkomstökning för flyttare. Detta kan självfallet bero på skillnader i gruppernas sammansättning vad avser utbildningsnivå, ålder och andra egenskaper som har betydelse för inkomster och behöver inte nödvändigtvis återspegla vinster av flyttning.

För hushållet som helhet tyder resultaten på en positiv effekt av flyttning på bruttoarbetsinkomsten i storleksordningen 10 000– 20 000 kronor per år (tabell 6.3). För 2000 är den skattade effekten drygt 11 800 kronor högre bruttoårsinkomst för det flyttande hushållet som helhet jämfört med dem som inte flyttat. Varje år därefter fortsätter flyttningen att ge årliga inkomstökningar fram till det sista året för observation (2003). För det året är den skattade effekten av flyttning drygt 20 000 kronor. Det är framförallt männen som får ökade inkomster av migration. För kvinnorna är den skattade effekten liten och inte signifikant skild från noll. Generellt indikerar estimaten att effekten av flyttning ökar över tiden efter flyttning. Detta stämmer väl överens med resultat i internationell forskning.

TPF

115

FPT

I de separata skattningarna

som vi gjort för hushållsgrupper indelade efter individernas utbildningsnivå, finner vi klara belägg för att det är högutbildade män som vinner mest på flyttning och att det är inkomst-

TP

114

PT

Detaljer om data och deskriptiv statistik ges i Åström, J. & Westerlund, O. [2006].

TP

115

PT

Se t.ex. Greenwood, M. J. [1997].

ökningarna i denna grupp som i huvudsak ligger bakom den positiva genomsnittseffekten sett över samtliga hushåll i urvalet.

Tabell 6.3 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst 1997–2003

Kronor Kvinnor Män Hushållet

Δy

B

fs

B B

2000-1997

B

-410 (2

434)

12

306 (5

192)

*** 11

897 (5

776)

**

Δy

B

fs

B B

2001-1997

B

2

862 (2

572)

8

696 (4

735)

* 11

558 (5

477)

**

Δy

B

fs

B B

2002-1997

B

1

410 (2

832)

12

340 (4

740)

*** 13

749 (5

613)

***

Δy

B

fs

B B

2003-1997

B

2

402 (2

962)

18

109 (4

864)

*** 20

511 (5

801)

***

Antal hushåll (Därav flyttande)

125

891 (1

911)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelser inom parantes. I stora sampel kan standardavvikelserna approximeras som :

n

TT

Var

TT

)

(

)

(

=

σ

Se vidare Eichler, M. & Lechner, M. [2002]. Källa: Egna beräkningar.

För hushåll där kvinnan har en utbildningsnivå motsvarande treårigt gymnasium eller lägre, indikerar resultaten inga signifikanta effekter av flyttning på den egna inkomsten (Appendix B, tabell B.5). Däremot tyder skattningarna på betydande vinster för hushållet som helhet om dessa kvinnor är gifta eller samboende med högutbildade män. För hushåll där både kvinnan och mannen har kort utbildning finner vi inga positiva inkomsteffekter av flyttning.

För kvinnor med hög utbildning (minst grundläggande utbildning vid universitet eller högskola) finner vi nästan inga signifikanta effekter på den egna inkomsten (Appendix B, tabell B.6). Samtliga punktestimat är emellertid positiva i detta fall,

men bara i ett fall är den skattade effekten signifikant skild från noll; högutbildade kvinnor som är gifta eller samboende med högutbildade män och då inkomsterna efter flyttning mäts vid den senaste tidpunkten (2003).

För män som är gifta eller samboende med högutbildade kvinnor finner vi positiva effekter av flyttning på den egna inkomsten bara om männen är högutbildade men inte för andra män. Detta resultat avspeglas även i de skattade effekterna på hushållets samlade inkomst. Effekten av flyttning på hushållets sammanlagda arbetsinkomst är positiv, men bara för hushåll där även maken har universitetsutbildning.

Sammanfattningsvis finner vi klara belägg för att gifta eller samboende par som flyttar får högre sammanlagda arbetsinkomster än om de hade stannat. Detta resultat verkar nästan enbart kunna tillskrivas inkomstökningar bland högutbildade män.

TPF

116

FPT

Vi har

hittills studerat utfallet för hushåll som inte var drabbade av arbetslöshet innan flyttning. Kan denna avgränsning förklara frånvaron av positiva utfall bland de lågutbildade? Vi finner inget som tyder på att så är fallet när vi även inkluderat de som var arbetslösa i urvalet. De resultat som presenterats ovan förändras något storleksmässigt, men vi finner alltjämt inga statistiskt signifikanta vinster av flyttning bland individer som hade kort utbildning.

6.2.2. Gifta eller samboende personer som var arbetslösa 1997

Även för hushåll där minst en av makarna eller av de samboende var arbetslös någon gång under 1997 tyder resultaten på att flyttning över gräns till annan lokal arbetsmarknad har resulterat i inkomstökning för hushållet som helhet. I likhet med resultaten i föregående avsnitt verkar vinsterna generellt sett vara större för mannen. De skattade effekterna är genomgående positiva men de är behäftade med betydligt större varians och är i många fall inte statistiskt signifikanta.

I tabell 6.4 redovisas resultat avseende hushåll där mannen eller kvinnan var arbetslös någon gång under 1997. I det fall mannen var

TP

116

PT

Analys av flyttningarnas effekter på inkomstfördelningen inom hushållet indikerar att makarnas relativa utbildningsnivå har betydelse för utfallet, se Åström, J. & Westerlund, O. [2006]. Den part som har relativt sett högre utbildning får ett relativt sett bättre inkomstutbyte av flyttning och ökar sin andel av den totala hushållsinkomsten.

arbetslös är den skattade effekten av flyttning positiv, men statistiskt signifikant bara för uppföljningsperiodens två första år. För mannen är den skattade effekten större på kort sikt. Övriga estimat för män respektive kvinnor är genomgående positiva men inte statistiskt signifikanta.

En separat analys av hushåll, där båda makarna var lågutbildade, indikerar en statistiskt signifikant vinst av flyttning för mannen fram till 2000 på ca 20 000 kronor (resultaten inte redovisade i tabell). I övrigt finner vi inga tecken på statistiskt signifikanta vinster av flyttning för denna grupp. Punktestimaten ligger överlag på en väsentligt lägre nivå i jämförelse med motsvarande estimat i tabell 6.4.

Tabell 6.4 Estimerade effekter av flyttning på hushållets brutto- arbetsinkomst där mannen eller kvinnan var arbetslös 1997

Kronor

Hushåll där mannen var arbetslös 1997

Hushåll där kvinnan var arbetslös 1997

Kvinnor Män Hushållet Kvinnor Män Hushållet

Δy

B

fs

B

B

2000-1997

B

4

462 (5

192)

22

605***

(6

348)

27

067***

(8

872)

4

595 (3

883)

15

265* (8

098)

19

860** (9

058)

Δy

B

fs

B

B

2001-1997

B

9

316* (5

368)

10

487* (6

800)

19

804** (8

951)

6

502 (4

189)

12

066 (9

619)

18

569* (10

550)

Δy

B

fs

B

B

2002-1997

B

8

351 (5

831)

10

561 (7

271)

18

997* (9

722)

5

459 (4

278)

13

400* (7

838)

18

859** (9

173)

Δy

B

fs

B

B

2003-1997

B

6

908 (5

834)

8

242 (7

433)

15

151 (10

113)

4

402 (4

505)

14

753* (8

671)

19

156* (10

075)

Antal hushåll (Därav flyttande)

12

930

(365)

23 352

(622)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

Resultaten för hushåll där kvinnan var arbetslös före flyttning ges i den högra halvan av tabell 6.4. Här finner vi relativt likartade resultat som när mannen var arbetslös. Hushållet verkar vinna på

flyttning och den skattade sammanlagda effekten ligger enligt dessa skattningar runt 20 000 kronor. Något överraskande tyder resultaten på att det är inkomstökningen bland medflyttande män som utgör större delen av flyttningseffekten på den sammanlagda hushållsinkomsten. En tänkbar förklaring är att arbetslöshet bland gifta eller samboende kvinnor ger båda parter incitament till utflyttning, men att det är mannens karriär som väger tyngst vid val av ny bostadsort. En alternativ förklaring kan vara att kvinnorna till större del arbetar inom den offentliga sektorn eller i yrken med mindre lönespridning.

En särskild analys av hushåll, där båda makarna hade kort utbildning, antyder en vinst för såväl mannen som sammanlagt för hushållet på drygt 10 000 kronor fram till 2000 (inte redovisat i tabell). Dessa estimat är bara signifikanta på tioprocentsnivån och i övrigt finner vi inga tecken på statistiskt signifikanta vinster av flyttning för individer med kort utbildning.

För hushåll där både mannen och kvinnan var arbetslösa innan flyttning indikerar samtliga punktestimat positiva vinster av flyttning i storleksordningen 20 000 kronor, men skattningarna är inte signifikanta på femprocentsnivån (Appendix B, tabell B.7). I detta fall är antalet observationer betydligt färre men det finns förmodligen också andra förklaringar till estimaten inte är signifikant skilda från noll. En möjlig förklaring är att utflöden till studier och andra tillstånd utanför arbetskraften kan vara relativt stora i denna grupp av hushåll. För hushåll där både mannen och kvinnan var arbetslösa och dessutom hade kort utbildning, finner vi, vid separata skattningar, inga statistiskt signifikanta effekter på arbetsinkomster av flyttning (skattningar inte redovisade i tabell).

Vår tolkning av resultaten är att det finns väsentliga vinster av flyttning för hushåll där en av makarna var arbetslös innan flyttning och att den större delen av den sammanlagda inkomstökningen för hushållet består av inkomstökningar för mannen. Den skattade vinsten av flyttning för kvinnan är inte i något fall statistiskt signifikant skild från noll. Även hushåll där båda makarna var arbetslösa innan flyttning är samtliga punktestimat positiva, men vi finner inga statistiskt signifikanta resultat för denna grupp. Avslutningsvis finner vi i stort sett inga belägg för att arbetslösa med kort utbildning skördade ekonomiska vinster av flyttning.

6.2.3. Ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften 1997

För individer som var ensamstående 1997 indikerar resultaten positiva effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomsterna (tabell 6.5). Skattningarna gäller samma tidsperiod och använder samma skattningsmetod som redovisats ovan. Data härrör från samma källor som tidigare och innefattar i detta fall ett slumpmässigt urval av den svenska befolkningen. Urvalet består av 25 378 män och 20 895 kvinnor som 1997 var sysselsatta och i åldern 25–45 år. Flyttning över lokal arbetsmarknadsregiongräns sker någon gång under 1998 eller 1999.

Tabell 6.5 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst för ensamstående 1997

Kronor

Män Kvinnor

Samtliga

Kort utbildning

Lång utbildning

Samtliga

Kort utbildning

Lång utbildning

Δy

B

fs

B

B

1999-1997

B

7 928

**

-2 464 18 170

**

-806 -6 709 12 352

**

Δy

B

fs

B

B

2000-1997

B

15 137

**

2 030 19 389

***

5 193 -4 876 20 577

***

Δy

B

fs

B

B

2001-1997

B

17 008

**

-1 239 20 440

***

7 047 -6 845 17 559

**

Δy

B

fs

B

B

2002-1997

B

18 213

***

-3 585 30 492

***

15 271

**

-1 426 25 755

***

Δy

B

fs

B

B

2003-1997

B

22 225

**

2 816 32 213

***

14 922

**

-101 22 446

**

Antal obs. (Flyttare)

25 378 (1 709)

15 690

(764)

9 679 (936)

20 895 (1 451)

11 550

(608)

9 345 (843)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Källa: Egna beräkningar.

För både ensamstående män och kvinnor finner vi positiva effekter på arbetsinkomsterna av flyttning, men effekterna är även i detta fall större för männen. För både män och kvinnor gäller att det främst var de högutbildade som tjänade ekonomiskt på att flytta. Bland personer med lägre utbildning indikeras ingen statistiskt signifikant effekt på arbetsinkomsten, varken direkt efter flyttning

eller några år därefter. Dessa resultat gäller för personer som var sysselsatta eller utanför arbetskraften innan flyttning. Återigen är det rimligt att tänka sig annorlunda effekter för personer med lägre utbildning som var arbetslösa innan flyttning. I likhet med tidigare analyseras de arbetslösa separat och resultaten redovisas i avsnitt 6.2.4.

6.2.4. Ensamstående som var arbetslösa 1997

För personer som var ensamstående och arbetslösa någon gång under året innan flyttning, tyder skattningsresultaten som redovisas i tabell 6.6, överlag på att mellanregional migration resulterat i högre bruttoarbetsinkomster både för män och för kvinnor om de har en längre utbildning, vilket är i linje med resultaten för ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften.

Tabell 6.6 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst för ensamstående som var arbetslösa någon gång under 1997

Kronor

Män Kvinnor

Samtliga

Kort utbildning

Lång utbildning

Samtliga

Kort utbildning

Lång utbildning

Δy

B

fs

B

B

1999-1997

B

8 883*** -4 665 35 999*** 3 403 -5 455* 21 904**

Δy

B

fs

B

B

2000-1997

B

11 055*** -1 972 40 130*** 1 768 -11 202*** 25 907***

Δy

B

fs

B

B

2001-1997

B

4 217 -1 636 25 337*** 3 044 -9 376*** 25 759***

Δy

B

fs

B

B

2002-1997

B

4 983 -3 741 33 423*** 3 887 -6 437* 21 184***

Δy

B

fs

B

B

2003-1997

B

6 117 -922 31 696*** 2 520 -8 486** 19 963**

Antal obs. (Flyttare)

9 748 (898)

7 898 (589)

1 850 (309)

10 085

(887)

7 646 (584)

2 439 (303)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Källa: Egna beräkningar.

Vi spekulerade tidigare om att utfallet av flyttning för individer med kort utbildning skulle kunna se bättre ut för personer som var arbetslösa i jämförelse med resultaten i tabell 6.5. Vi kan dock konstatera att så är inte fallet. För personer med kortare utbildning finner vi återigen inget som tyder på att flyttning har gett högre arbetsinkomst. En möjlig förklaring till detta resultat skulle kunna vara att de med lägre utbildning i högre utsträckning flyttat för att studera vidare och därför lämnat arbetskraften, vilket i sin tur resulterat i en sämre inkomstutveckling på kort sikt. Vid en närmare granskning av data över denna grupp finner vi dock inget som ger stöd för den förklaringen.

T

Våra resultat tyder, sammanfattningsvis, på att migration har medfört högre arbetsinkomster för de flyttande i jämförelse med de inkomster de skulle ha haft om de stannat. Bland gifta eller samboende finner vi att den skattade genomsnittliga vinsten av flyttning i första hand förklaras av inkomstutvecklingen efter flyttning för högutbildade män. För gifta eller samboende kvinnor indikerar resultaten för gruppen som helhet relativt små inkomstökningar eller inga statistiskt signifikanta effekter av migration på den egna inkomsten.

Vi finner också positiva effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomster bland de ensamstående. Den genomsnittliga effekten är positiv för både kvinnor och män, men det verkar som att detta i huvudsak endast gäller individer med högre utbildning.

Separata studier av inkomstförändringar bland personer som drabbads av arbetslöshet visar också på betydande vinst av flyttning för hushållet som helhet. Resultaten ger viss antydan om större vinst för män i jämförelse med kvinnor bland gifta och samboende par men skattningsresultaten är behäftade med osäkerhet.

6.3. Bestämningsfaktorer för pendling

Arbetspendling över regiongräns ökat i omfattning och pendlingen sker över längre distanser än tidigare, vilket visades i kapitel 4. Eftersom det finns få svenska studier av arbetspendling baserade på större datamaterial är kunskapen om pendlingens drivkrafter relativt knapphändiga. Vi har skattat en modell för pendling där vi utnyttjat ett stort antal individobservationer från officiella register över den svenska befolkningen och tillämpat lokala arbetsmarknadsregioner (LA 2000) som regional indelning.

TPF

117

FPT

Samtliga

TP

117

PT

I likhet med tidigare använder vi data från ITPS databas IFDB.

individer i urvalet var i åldern 25–45 år och svenska medborgare (inklusive medborgare födda i utlandet). Deskriptiv statistik ges i Appendix B, tabell B.3 och B.4.

Pendlarna har i genomsnitt högre arbetslöshet, större andel studerande och högre utbildningsnivå än personer som inte påbörjade pendling. Vidare var den genomsnittliga inkomsten före påbörjad pendling lägre bland pendlarna i jämförelse med dem som inte började pendla, särskilt för kvinnorna.

Vi är primärt intresserade att analysera pendling som en del av matchningsprocessen på arbetsmarknaden. I detta fall analyseras en process där ett ledigt jobb i en region tillsätts av en arbetssökande som bor i en annan region och som väljer att påbörja pendling till det nya arbetsstället. Den beroende variabeln i vår pendlingsmodell indikerar om en individ påbörjat pendling över regiongräns till ett nytt arbetsställe mellan 1997 och 1998 och att det nya arbetsstället är beläget i annan LA–region än den som individen var mantalsskriven i 1997. Här ingår även personer som pendlade över regiongräns vid båda observationstillfällena men har bytt arbetsställe mellan 1997 och 1998.

TPF

118

FPT

De förklarande variablerna i pendlingsmodellen är i stora drag desamma som i tidigare redovisade migrationsmodeller. De mäter ett antal individuella karaktäriska och hushållsattribut som på olika sätt kan antas påverka individens eller hushållets nytta av att pendla. Pendlingsmodellerna skattas separat för hushåll med ensamstående personer respektive gifta eller samboende par. När det gäller den senare gruppen ingår, i likhet med tidigare, endast par med gemensamt hemmavarande barn under 18 år.

Samtliga modeller har skattats som linjära sannolikhetsmodeller. Skattningarna har utförts särskilt för män respektive kvinnor och samtliga modeller är skattade med regionspecifika fixa effekter. Återigen ligger det primära intresset i att skatta effekter av individens arbetskraftsstatus, i synnerhet individuell erfarenhet av arbetslöshet.

TP

118

PT

Vi utesluter således personer som pendlar över regiongräns till samma arbetsställe 1997 och 1998. Märk att vi här inte är ute efter studera beståndet av pendlare som i huvudsak består av personer som fortsätter att pendla till samma arbetsställe och anställning.

6.3.1. Pendling bland gifta eller samboende par

Skattningsresultat avseende gifta eller samboende par presenteras i tabell 6.7 där den vänstra kolumnen innehåller estimat av sannolikheten att mannen i hushållet påbörjade pendling mellan 1997 och 1998. Den högra kolumnen innehåller motsvarande resultat för kvinnan i hushållet. I likhet med migrationsmodellerna inkluderar vi även här variabler som indikerar attribut hos maka/make som potentiella förklaringsfaktorer till mannens/kvinnans pendling. Mannens attribut markeras som tidigare med M och kvinnans med K.

Resultaten antyder, i likhet med resultaten från skattningarna av migrationens drivkrafter, att egen erfarenhet av arbetslöshet ökar sannolikheten för att individen väljer att påbörja pendling till annan lokal arbetsmarknadsregion (alternativt att börja pendla till en annan LA i jämförelse med den LA man tidigare pendlade till). Betydelsen av tidigare erfarenhet av arbetslöshet verkar vara speciellt accentuerad för mannen där estimatet indikerar en ökning av sannolikheten för pendling med nära 6 procentenheter. Mannens pendling verkar inte påverkas av kvinnans arbetslöshet medan vi finner stöd för att mannens arbetslöshet är positivt korrelerad med sannolikheten för pendling bland kvinnor. De skattade effekterna av den egna arbetslösheten är i enlighet med tidigare relativt okänsliga för hur modellen specificeras. Det egna inträdet i arbetskraften är positivt korrelerat med sannolikheten för mellanregional pendling. Make/makas inträde verkar inte ha någon betydelse i detta sammanhang. I likhet med flyttningarna verkar socialbidrag inte ha negativa effekter på rörlighet i form av pendling.

Tabell 6.7 Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbetsmarknad för gifta eller samboende 1997

Linjär sannolikhetsmodell

Variabel Män Kvinnor

Estimat * 100 Estimat * 100

M arbetslös

5,66 ***

0,46 **

K Arbetslös

-0,26

2,23 ***

M Studerande

2,63 ***

-0,11

K Studerande

0,29

1,75 ***

M Ej i arbetskraften

3,60 ***

0,32

K Ej i arbetskraften.

-0,08

2,02 ***

M Kort gymnasieutbildning

0,06

-0,12

M Lång gymnasieutbildning

0,69 ***

0,39 **

M Universitetsutbildning

1,57 ***

0,16

K Kort gymnasieutbildning

0,06

-0,11

K Lång gymnasieutbildning

0,04

0,19

K Universitetsutbildning

-0,04

0,45 **

M Ålder

-0,02

-0,02

Hemmavarande barn

-0,28

-0,15

Barn yngre än 7 år

0,13

0,20

Socialbidrag 0,51 0,55 * Flyttade 1994-1997 1,60 *** 6,45 *** Pendlade 1994-1996 10,88 *** 9,82 *** M Född utomlands -0,50 * -0,31 K Född utomlands -0,24 -0,46 *

Antal

observationer

111

210

111

307

R

P

2

P

0,06

0,06

Anm.: Signifikansnivåer: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. I modellen inkluderas även variabler som anger boenderegion 1997 (LA-region) och sektor för mannens respektive kvinnans anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Källa: Egna beräkningar.

När det gäller övriga variabler verkar sannolikheten för pendling öka med individernas utbildning, men skattningarna är inte alltid signifikanta och det verkar främst vara den egna utbildningsnivån

som har betydelse. Ett något oväntat resultat är att den skattade effekten av att ha hemmavarande barn under 18 år inte är signifikant. En möjlig förklaring är att pendling till viss del är ett mera attraktivt alternativ än flyttning för vissa barnfamiljer. I vissa alternativa specifikationer är estimatet för kvinnan signifikant, men den skattade effekten är liten. Resultaten tyder också på att män och kvinnor som är födda utanför Sverige en har relativt sett lägre sannolikhet att pendla.

TPF

119

FPT

Vi har även här experimenterat med alternativa specifikationer med ett antal regionspecifika attribut i stället för de fixa effekterna (inte redovisade i tabell). Generellt indikeras att sannolikheten för pendling påverkas negativt av storleken på befolkningen i boenderegionen. Detta resultat talar i varje fall inte mot att befolkningsstora regioner har en mer diversifierad arbetsmarknad och en relativt mindre regioner väl utbyggd infrastruktur för pendling inom regionen. Skattningarna avseende pendling bland män ger stöd för hypotesen om att en större tillgänglighet till arbetsplatser i andra regioner ökar sannolikheten för pendling. För kvinnorna indikeras inget signifikant samband mellan ”extern” tillgänglighet och pendling. Möjligen återspeglar detta att kvinnor i allmänhet pendlar kortare distanser i jämförelse med män

TPF

120

FPT

och att

tillgång till arbetsplatser i andra regioner har mindre betydelse än den ”interna” tillgängligheten till arbetsplatser inom boenderegionen.

6.3.2. Pendling bland ensamstående

Skattningsresultaten för pendlingsbenägenheten för hushåll bestående av en vuxen person (med eller utan hemmavarande barn) redovisas i tabell 6.8. Som tidigare utelämnas av utrymmesskäl skattningsresultat när hänsyn tas till boenderegion 1997 och bransch för tidigare anställning.

TTTP

119

PTT

Våra känslighetsanalyser har främst varit inriktade mot att testa hur robusta våra resultat är när det gäller effekter av individernas arbetskraftsstatus på pendling. När det gäller övriga variabler kan resultaten eventuellt vara känsliga för hur modellen specificeras.

TP

120

PT

Se t.ex. Madden, J. F. [1981] och White, M. J. [1986].

Tabell 6.8 Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbets- marknad för ensamstående 1997

Linjär sannolikhetsmodell

Variabel Män Kvinnor Individ- och hushållsattribut Estimat * 100 Estimat * 100

Arbetslös

4,99 ***

2,68 ***

Studerande 4,26 *** 3,48 *** Ej i arbetskraften 2,69 *** 2,12 *** Kort gymnasieutbildning 0,13 0,30 Lång gymnasieutbildning 0,69 * 1,20 *** Universitetsutbildning 0,88 *** 1,69 *** Ålder -0,03 * -0,06 *** Hemmavarande barn -0,25 -0,41 * Socialbidrag 0,88 ** 0,45 Flyttade 1994-1997 3,87 *** 5,31 *** Pendlade 1994-1996 9,47 *** 8,50 *** Född utomlands -0,44 0,11 *** Antal observationer 41

761

33

716

R

P

2

P

0,06 0,07

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. I modellen inkluderas även variabler som anger boenderegion 1997 (LA-region) och sektor för mannens respektive kvinnans anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Källa: Egna beräkningar.

Personer som var arbetslösa någon gång under 1997, studerande och övriga personer som var utanför arbetskraften hade större sannolikhet att påbörja pendling mellan 1997 och 1998. Den skattade effekten av att ha varit arbetslös under 1997 på sannolikheten för mellanregional pendling uppgår till omkring 5 procentenheter för män och 3 procentenheter för kvinnor. När det gäller socialbidrag indikerar resultaten en positiv effekt på rörlighet för män medan effekten är statistiskt insignifikant för kvinnor.

Självfallet är dessa resultat inga bevis för att rörligheten är optimal eller att den inte skulle ha försämrats över tiden. Resultaten att rörligheten är högre bland dem som drabbas av arbetslöshet och bland dem som träder in i arbetskraften är

trots allt goda tecken ur ekonomisk synpunkt.

TPF

121

FPT

Givet att det är

personer med relativt svag ställning på arbetsmarknaden som uppbär socialbidrag, är det också ett bra tecken att vi inte finner något som tyder på att bidragen minskar rörligheten. För männens del tyder resultaten snarare på det omvända; socialbidragstagare har högre sannolikhet att påbörja arbetspendling över regiongräns.

Resultaten indikerar också att utbildning påverkar sannolikheten för pendling positivt. Däremot finner vi inte något tecken på signifikanta skillnader mellan ensamstående personer födda i utlandet i jämförelse med dem med svenskt ursprung när vi kontrollerar för skillnader i övriga bakgrundsvariabler. Det senare resultatet avviker från motsvarande resultat för gifta eller samboende par (se tabell 6.7), där den skattade effekten var negativ.

Det är även intressant att notera att individernas tidigare rörlighet i form av pendling och migration under föregående år samvarierar positivt med sannolikheten för framtida pendling. Slutligen finner vi inga tecken på att hemmavarande barn påverkar beslutet att pendla bland män, medan resultaten indikerar visst stöd för att sannolikheten för pendling är mindre bland ensamstående kvinnor med barn.

TPF

122

FPT

6.4. Effekter av pendling på arbetsinkomster

Det finns inga svenska studier av arbetspendlingens effekter på hushållens inkomster. Vi försöker i detta avsnitt att belysa denna aspekt av arbetspendling genom att använda individdata från samma officiella register, urvalskriterier och skattningsmetod som beskrivits i avsnitt 6.2.

TPF

123

FPT

Pendling över LA-regiongräns definieras

på samma sätt som i avsnitt 6.3, vilket förenklat kan beskrivas som påbörjad pendling över LA-regiongräns till ett nytt jobb mellan 1997 och 1998. Utfallsvariabeln är bruttoarbetsinkomster efter påbörjad pendling och effekten av pendling är beräknad som inkomstförändring mellan 1997 och åren som följer efter påbörjad pendling fram till och med 2003. Notera att vi inte tar hänsyn till om individerna som påbörjar pendling fortsätter att pendla efter

TP

121

PT

På dessa punkter hade (hypotetiskt) omvända eller insignifikanta resultat givit anledning till starka misstankar om en dåligt fungerande rörlighet på arbetsmarknaden.

TP

122

PT

Skattningen är i detta fall signifikant på 10 procentsnivån. I alternativa specifikationer är den skattade effekten av att ha hemmavarande barn negativ och signifikant på minst 5 procentsnivån.

TP

123

PT

För att skatta propensity score har vi använt samma variabler och metod som vid skattningarna av flyttningarnas effekter på inkomst. Enligt utfall av balanseringstest baseras samtliga redovisade resultat på välbalanserade urval över samtliga använda variabler.

1998 eller inte. Framtida byten av arbetsställe, byte av bostadsort eller att individens arbetskraftstatus förändras (t.ex. arbetslöshet eller att individen lämnar arbetskraften) kan vara ett resultat av valet mellan att påbörja pendling eller inte. Pendling kan vara ett sätt att få ett första jobb eller att undvika partiell arbetslöshet och därmed både förbättra individens ställning på arbetsmarknaden och framtida arbetsinkomster.

I likhet med tidigare har vi utfört separata analyser avseende gifta eller samboende par respektive för ensamstående individer. Vidare studeras personer som var sysselsatta eller utanför arbetskraften respektive de som var arbetslösa 1997 var för sig.

Teoretiskt borde pendling ha en positiv effekt på inkomster, dels eftersom den kontinuerliga kostnaden för pendling ska täckas av inkomstökningen, dels för att denna form av rörlighet definitionsmässigt är arbetsmarknadsrelaterad och motivet till rörlighet mera renodlat ekonomiskt i jämförelse med migration.

TPF

124

FPT

6.4.1. Gifta eller samboende som var sysselsatta eller utanför arbetskraften 1997

För att analysera makars eller samboendes inkomster i samband med pendling skattar vi effekten på individernas och hushållets totala inkomster separat för det fall att mannen påbörjar pendling respektive fallet där kvinnan påbörjar pendling. I båda dessa fall kan det vara så att även partnern pendlar. Skattade inkomsteffekter av att mannen påbörjar pendling redovisas i tabell 6.9.

Resultaten indikerar positiva effekter på mannens bruttoarbetsinkomst på i storleksordningen 8 000–10 000 kronor per år. Effekten på kvinnornas inkomst av att mannen påbörjar pendling är dock inte statistiskt signifikant. Därmed är den estimerade effekten för hushållet som helhet i stort sett lika med (skattningen av) mannens inkomstökning.

TP

124

PT

Se t.ex. Manning, A. [2003] och van Ommeren, J., Rietveld, P. & Nijkamp, P. [2000].

Tabell 6.9 Estimerade effekter av att mannen pendlar på bruttoarbetsinkomst 1997–2003 för gifta eller samboende

Kronor

Kvinnor Män Hushållet

Δy

B

fs

B B

1999–1997

-816 (1

370)

5

109 (1

953)

***

4

293 (2

632)

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

-1

428 (1

440)

9

032 (2

360)

***

7

603 (5776)

**

Δy

B

fs

B B

2001–1997

B

-1

543 (1

529)

8

499 (2

586)

***

6

955 (3

251)

**

Δy

B

fs

B B

2002–1997

B

-109 (1

623)

9

861 (2

695)

***

9

752 (3

385)

***

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

-704 (1

663)

7

818 (2

862)

***

7

113 (3

513)

**

Antal hushåll (Därav med män som pendlade)

125

554 (4

566)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

I det fall kvinnan påbörjar pendling tyder resultaten på inkomstökningar för både kvinnan och mannen (tabell 6.10). Estimaten antyder att effekten är större för kvinnorna än för männen (även om skillnaden inte alltid är statistiskt signifikant) och att den sammanlagda effekten på den sammanlagda hushållsinkomsten är relativt stor. Det är svårt att se någon direkt ekonomisk förklaring till varför männens inkomster skulle öka som resultat av att kvinnan påbörjar pendling. En tänkbar förklaring är att i hushåll där kvinnor påbörjar pendling finns också män som pendlar.

Tabell 6.10 Estimerade effekter av att kvinnan pendlar på bruttoarbetsinkomst 1997–2003 för gifta eller samboende

Kronor

Kvinnor Män Hushållet

Δy

B

fs

B B

1999–1997

B

1

357 (1

833)

***

5

459 (2

057)

** 19

029 (2

790)

***

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

11

330 (1

946)

*** 8

784 (3

196)

**

20

114 (3

814)

***

Δy

B

fs

B B

2001–1997

B

12

206 (2

107)

*** 7

480 (4

116)

*

19

687 (8

951)

***

Δy

B

fs

B B

2002–1997

B

12

083 (2

285)

*** 7

375 (3

627)

**

19

457 (4

298)

***

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

10

904 (2

254)

*** 4

666 (3

021)

15

569 (3

887)

***

Antal hushåll (Därav med kvinnor som pendlade)

125

635 (2

725)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

6.4.2. Gifta eller samboende som var arbetslösa 1997

Skattningarna avseende hushåll där mannen var arbetslös 1997 och påbörjade pendling mellan 1997 och 1998 redovisas i den vänstra delen av tabell 6.11. De tyder på positiva inkomsteffekter för männen och för hushållet som helhet under de två första åren. För kvinnor som lever med arbetslösa män som påbörjar pendling indikeras inga signifikanta effekter. I det fall kvinnan var arbetslös 1997 och dessutom påbörjade pendling, tyder resultaten på relativt stora inkomstökningar för kvinnor (den högra delen av tabell 6.11).

Tabell 6.11 Estimerade effekter av pendling på bruttoarbets- inkomst 1997–2003 för gifta eller samboende där en av makarna var arbetslös 1997

Kronor

Mannen pendlar och mannen var arbetslös 1997

Kvinnan pendlar och kvinnan var arbetslös 1997

Kvinnor Män Hushållet Kvinnor Män Hushållet

Δy

B

fs

B

B

1999–1997

B

1

104 (1

971)

6

513**

(2

981)

7

617**

(3

515)

13

158***

(2

444)

2

068 (2

204)

15

236***

(3

377)

Δy

B

fs

B

B

2000–1997

B

-719 (2

162)

9 901***

(3

269)

9

182**

(3

972)

12

680***

(2

665)

2

683 (2

711)

15

362***

(3

942)

Δy

B

fs

B

B

2001–1997

B

-241 (2

348)

7

598**

(3

443)

7

356* (3

972)

8

761*** (2

750)

3

897 (3

344)

12

658***

(4

346)

Δy

B

fs

B

B

2002–1997

B

-1

320 (2

468)

5

524 (3

514)

6

844 (4 275)

11

150***

(2 785)

6

239 (37,21)

17

389***

(4

749)

Δy

B

fs

B

B

2003–1997

B

693 (2

536)

2

782 (3

548)

3

475 (4

439)

10

866***

(2

907)

2

441 (3

722)

13

307***

(4

847)

Antal hushåll (Pendlare):

12

906 (1

286)

23

319 (1

201)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelser inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

För hushåll där mannen var arbetslös och där kvinnan började pendla finner vi ganska stora inkomstökningar för både den pendlande kvinnan och för hushållet totalt sett (Appendix B, tabell B.8). Kvinnornas inkomstökning förklarar i stort sett hela inkomstökningen för hushållet och de små positiva estimaten för männen är inte statistiskt signifikanta. Här är de skattade effekterna för kvinnorna så pass stora att det kan finnas skäl att misstänka att rena arbetskraftsutbudseffekter förklarar delar av dessa resultat.

En möjlig effekt är en s.k. added worker effect

TPF

125

FPT

som systematiskt

hänger samman med ökad sannolikhet för mellanregional pendling. Även i detta fall kan dock pendling tänkas ha en positiv kausal effekt i den utsträckning kvinnorna inte kan få arbete eller den arbetstid de önskar i den region de är bosatta. Huruvida arbetskraftsutbudseffekter hänger ihop med icke observerade egenskaper som snedvrider resultaten är svårt att säga. I matchningen har vi emellertid tagit hänsyn till en mängd faktorer som kan förklara skillnader i arbetskraftsutbud och sannolikhet för sysselsättning mellan pendlare och dem som inte påbörjade pendling.

Vi har även skattat effekterna av att mannen påbörjar pendling i hushåll där kvinnan var arbetslös (resultat redovisas inte i tabell). Resultaten tyder på positiva effekter när det gäller mannens inkomst på omkring 9 000 kronor per år under 2000 och 2001. Övriga estimat är statistiskt insignifikanta. För kvinnan hittar vi inga signifikanta effekter.

I det fall både mannen och kvinnan var arbetslösa tyder resultaten (inte redovisade i tabell) på ökade inkomster och återigen tycks kvinnans pendling hänga samman med större inkomstökning i jämförelse med fallet där mannen påbörjar pendling. För kvinnan tyder estimaten på inkomstökningar i intervallet 10 000–15 000 kronor och 0–3 000 kronor för mannen.

Det samlade intrycket av skattningsresultaten för de gifta eller samboende par där minst en av individerna var arbetslösa är att det är kvinnornas pendling som verkar hänga samman med större inkomstökningar. Detta resultat gäller oavsett om det är mannen eller kvinnan som var arbetslös i utgångsläget. Det kan dock diskuteras om detta är en kausal effekt av pendling eller om resultaten drivs av arbetsutbudseffekter som råkar sammanfalla systematiskt med att kvinnorna börjar pendla. Genom kompletterande analyser har vi kunnat konstatera att den skattade effekten på kvinnornas arbetsinkomster inte kan förklaras med tillfälligt minskat arbetskraftsutbud i samband med uttag av föräldraledighet.

TP

125

PT

Med added-worker effect menas i detta fall att när mannen blir arbetslös ökar kvinnan sitt arbetskraftsutbud för att kompensera inkomstbortfallet av mannens arbetslöshet. På nationell nivå kan ökad arbetslöshet hypotetiskt ha två sinsemellan motverkande effekter på arbetskraftsdeltagandet, dels en positiv effekt via added-worker effekten, dels en negativ effekt via något som kallas discouraged-worker effect. Den senare är beroende av om den höga arbetslösheten avskräcker individer från att träda in i arbetskraften och börja söka efter ett arbete. Empiriska studier tyder i allmänhet på att arbetskraftsdeltagandet är högre vid högkonjunktur än vid lågkonjunktur, vilket eventuellt tyder på att discouraged-worker effekten är den dominerande av dessa två effekter.

6.4.3. Ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften 1997

För ensamstående män och kvinnor som inte vara arbetslösa under 1997 är de skattade effekterna av pendling på inkomstutvecklingen på kort sikt, mellan 1997 och 1999, positiva men insignifikanta (tabell 6.12). På längre sikt finner vi däremot genomgående positiva och statistiskt signifikanta effekter av pendling på arbetsinkomster. De skattade inkomsteffekterna ligger i intervallet 10 000– 15 000 kronor för männen och ca 10 000 konor per år för kvinnorna.

Det är inte helt lätt att en entydig förklaring till varför den kortsiktiga effekten skulle vara så liten som skattningarna i tabell 6.12 antyder. Att pendling till en annan arbetsmarknad kan innebära en långsiktigt förbättrad inkomstutveckling förefaller att vara rimligt, men att den initiala löneförändringen skulle ligga nära noll är svårare att finna bra förklaringar till. Givet att samtliga pendlare har fått nytt arbete eller bytt arbetsställe borde en positiv lönejustering kunna noteras för pendlarna även på kort sikt.

Tabell 6.12 Estimerade effekter av pendling på bruttoarbetsinkomst 1997–2003 för ensamstående som var sysselsatta eller utanför arbetskraften 1997

Kronor

Kvinnor Män

Δy

B

fs

B B

1999–1997

B

5

723

3

138

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

10

118 ** 9 637 ***

Δy

B

fs

B B

2001–1997

B

11

225 ** 13 987 ***

Δy

B

fs

B B

2002–1997

B

9

231 * 15 310 ***

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

10

306 ** 11 836 ***

Antal observationer (Pendlare)

23

708

(762)

31

661 (1

385)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, **

5 procent, *** 1 procent.

Källa: Egna beräkningar.

6.4.4. Ensamstående som var arbetslösa 1997

Våra skattningar tyder också på positiva effekter av pendling på arbetsinkomster bland dem som var arbetslösa någon gång under 1997 (tabell 6.13). Resultaten är dock mindre entydiga för kvinnor än för män.

För männen är den skattade effekten av pendling omkring 10 000 kronor fram till och med 2002, medan estimatet för 2003 inte är statistiskt signifikant. För kvinnor är samtliga estimat positiva men endast tre estimat är dock statistiskt signifikanta. Dessutom varierar estimatens storlek starkt mellan de olika mättidpunkterna. Återigen antyder resultaten att vinsterna av pendling i absoluta tal är lägre för kvinnor i jämförelse med män, även om estimatet för 2003 avviker från detta mönster.

Tabell 6.13 Estimerade effekter av pendling på bruttoarbets-

inkomst 1997–2003 för ensamstående som var arbetslösa någon gång under 1997

Kronor

Kvinnor Män

Δy

B

fs

B B

1999–1997

B

3

201

10

601 ***

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

7

633 **

11

744 ***

Δy

B

fs

B B

2001–1997

B

4

932

9

847 **

Δy

B

fs

B B

2002–1997

B

7

447 *

12

046 ***

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

11

701 ***

6

470

Antal observationer (Pendlare)

9

296

(681)

9

040

(922)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Källa: Egna beräkningar.

Vi har även genomfört vissa kompletterande analyser genom att skatta effekterna av pendling separat för personer med universitetsutbildning för att undersöka om vi, i likhet med då inkomsteffekterna av migration analyserades, får resultat som pekar på större effekt på inkomsterna av rörlighet för denna grupp. Resultaten (redovisas inte i tabell) visar inget som tyder på

väsentligt större eller mindre inkomstökningar i jämförelse med dem som presenterats tidigare i detta avsnitt.

Vi har även gjort skattningar där vi utesluter individer som var bosatta inom Stockholms lokala arbetsmarknadsregion. I dessa skattningar hittar vi generellt sett större skattade effekter av pendling på arbetsinkomster. Estimaten stiger i de flesta fall med i storleksordningen 25–35 procent. Möjligen antyder detta att en större andel av pendlingen över gräns till angränsande regioner runt Stockholm utgörs av kortdistanspendling som tids- och kostnadsmässigt inte skiljer sig från pendling inom Stockholms regionala arbetsmarknad. Potentiella problem med denna typ av heterogenitet kräver dock ytterligare analyser innan säkrare slutsatser kan dras om orsaker till de relativt låga estimat av pendlingens inkomsteffekter som redovisats här.

6.5. Migration och pendling 1990–2005

I syfte att undersöka om effekterna av individernas arbetskraftsstatus på sannolikheten för migration och pendling har förändrats över tiden, har vi skattat migrations- och pendlingsmodeller för ensamstående för några olika tidsperioder. Förutom för perioden 1997–1998 har vi skattat migrationsmodellen för perioderna 1990-1992 och 2003–2005. Vi har även skattat pendlingsmodeller för perioderna 1990–1991 och 2003–2004 utöver 1997–1998. Den tidigare och den senare perioden har likheten att sysselsättningen sjunker efter en konjunkturtopp. Arbetslösheten är dock lägre den tidigare perioden jämfört med den senare. Mellanperioden kännetecknas av hög arbetslöshet men stigande sysselsättning.

Resultaten för variabler som indikerar arbetskraftsstatus redovisas i tabellerna 6.14 och 6.15. För migration bland ensamstående män (övre delen av tabell 6.14) är estimaten genomgående positiva för variablerna som indikerar arbetslöshet, studier, utanför arbetskraften och socialbidrag. Estimaten för individuell erfarenhet av arbetslöshet är dock inte signifikant för den senaste perioden. För ensamstående kvinnor (nedre delen av tabell 6.14) är resultaten något mindre entydiga. Estimaten för arbetslöshet är positiva men statistiskt signifikanta endast för den första perioden. Estimaten för personer som befann sig utanför arbetskraften är inte signifikanta i någon period. Resultaten visar dock att personer som var studerande eller uppbar socialbidrag har en högre sannolikhet att flytta under samtliga perioder.

Tabell 6.14 Sannolikhet för flyttning över gräns för lokal arbets

-

marknad för ensamstående 1990

–2005

Linjär sannolikhetsmodell

Variabel 1990–1992 1997–1999 2003–2005

Ensamstående män Arbetslös 0,95 *

0,86 **

0,32

Studerande 4,39 *** 6,98 *** 6,63 *** Ej i arbetskraften 1,28 * 1,56 ** 1,74 ** Socialbidrag 4,70 *** 1,82 *** 3,31 ***

Ensamstående kvinnor

Arbetslös

1,40 **

0,35

0,12

Studerande 3,22 *** 4,01 *** 4,65 *** Ej i arbetskraften 1,00 0,62 -0,05 Socialbidrag 2,81 *** 1,68 *** 1,89 ***

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Kompletta estimat redovisas i Appendix B, tabellerna B.9 och B.10. Källa: Egna beräkningar.

Övergår vi till pendling bland ensamstående män (övre delen av tabell 6.15) finner vi genomgående en relativt stor och positiv effekt av arbetslöshet på sannolikheten för pendling för samtliga tre perioder. Detta gäller även för variabeln som indikerar studier. Resultaten tyder vidare på högre sannolikhet för pendling i alla tre perioderna bland personer som uppbar socialbidrag och i två av tre perioder för individer som var utanför arbetskraften.

Även ensamstående kvinnor som var arbetslösa året innan pendling hade en högre pendlingssannolikhet under samtliga tre perioder. Detta gäller även de kvinnor som var i studier och, med undantag för perioden 1997–1998, de kvinnor som uppbar socialbidrag. En i sammanhanget pikant detalj är att hemmavarande barn under 18 år minskar sannolikheten för pendling bland kvinnor men inte bland ensamstående män (Appendix B, tabell B.11 och B.12).

Tabell 6.15 Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbetsmarknad för ensamstående 1990–2004

Linjär sannolikhetsmodell Variabel 1990–1991 1997–1998 2003–2004

Ensamstående män Arbetslös 4,69 *** 4,99 *** 6,66 *** Studerande 3,18 *** 4,26 *** 5,24 *** Ej i arbetskraften -0,70 2,69 *** 2,71 *** Socialbidrag 1,58 *** 0,88 ** 1,20 **

Ensamstående kvinnor Arbetslös 2,89 *** 2,68 *** 3,07 *** Studerande 3,57 *** 3,48 *** 4,79 *** Ej i arbetskraften 0,28 2,12 *** 0,77 Socialbidrag 1,00 *** 0,45 1,16 ***

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Kompletta estimat redovisas i Appendix B, tabellerna B.11 och B.12. Källa: Egna beräkningar.

6.6. Sammanfattning av resultaten

Arbetsmarknadssituationen påverkar flyttning

Våra resultat tyder på att individernas arbetsmarknadssituation påverkar sannolikheten för flyttning i förväntad riktning och i enlighet med ekonomisk teori. Erfarenhet av arbetslöshet ökar sannolikheten för flyttning bland gifta eller samboende män och kvinnor samt ensamstående män. För ensamstående kvinnor var den skattade effekten inte statistiskt signifikant. Vidare är inträde i arbetskraften överlag förenat med högre sannolikhet för flyttning. Oss veterligen har ingen tidigare studerat sambandet mellan socialbidrag och geografisk rörlighet i Sverige, vilket vi haft möjlighet till i denna studie. Vi finner inga tecken på att socialbidrag skulle ha en inlåsande effekt på arbetskraften. Tvärt om indikerar våra resultat en relativt sett högre sannolikhet för migration bland personer och hushåll som hade socialbidrag innan flyttning.

Samband mellan tidigare rörlighet och framtida migration

Överlag indikeras en ökad sannolikhet för flyttning om individerna flyttat eller pendlat över regiongräns i föregående period. Den skattade effekten är relativt sett stor när det gäller tidigare flyttning och betydligt större i jämförelse med effekten av individens erfarenhet av arbetslöshet. Det skall dock återigen betonas att de underliggande mekanismerna till samband mellan tidigare rörlighet och framtida migration kan vara nära knutna till arbetsmarknadsrelaterade faktorer.

Flyttning påverkar bruttoinkomsterna

Vi finner att mellanregional flyttning påverkar bruttoinkomsterna i positiv riktning och att den genomsnittliga effekten ligger i intervallet 7–15 procent av den genomsnittliga bruttoinkomstnivån. Bland gifta eller samboende par indikeras betydande inkomstökningar för högutbildade män samtidigt som vi inte finner några starka belägg för att migration har resulterat i inkomstökningar för kvinnorna i dessa hushåll.

För både ensamstående män och kvinnor tyder skattningarna på en bruttoinkomstökning av migration i storleksordningen 10-20 procent av genomsnittlig inkomstnivå innan flyttning. Separata analyser, där vi delat upp urvalet efter utbildningsnivå, pekar på att effekterna av migration är betydligt större bland de högutbildade oavsett kön. För ensamstående med kortare utbildning indikeras inga statistiskt signifikanta effekter av flyttning på deras bruttoarbetsinkomster.

Med hänsyn till att de direkta flyttkostnaderna och att transaktionskostnader, som t.ex. avyttring av gammal och anskaffning av ny bostad kan vara relativt betydande, verkar den genomsnittliga inkomstökningen som följer av flyttning att vara förhållandevis låg för stora grupper av flyttare. Dessutom flyttar hushåll bara delvis av arbetsmarknadsskäl. Kostnaderna för en flyttning ska därför uppvägas av både de direkta inkomsteffekterna och av andra fördelar som är svårare att fånga. Den samhällsekonomiska intäkten kan dock vara större eftersom indirekta lönekostnader ska läggas till individens bruttoinkomster. Sett ur hushållets perspektiv tillkommer dessutom effekter av inkomstskatter och inkomstberoende transfereringar, vars nettoeffekt i genomsnitt innebär en väsentlig reduktion av det privatekonomiska utbytet av rörlighet.

I den mån de modeller vi skattat inte fångat upp systematiska skillnader i hushållens arbetskraftsutbud, kan resultaten delvis återspegla skillnader i frivilliga val av arbetade timmar och kan då inte tolkas i termer av produktivitetsökningar eller som förändringar av individens nytta. Värt att notera är att en ökning av antalet arbetstimmar, som hypotetiskt kan följa vid migration, kan bero på att de flyttande varit undersysselsatta innan flyttning och att de kunnat få önskad arbetstid i inflyttningsregionen. En inkomstökning kan då reflektera inte bara ett realt produktionstillskott utan även ökad välfärd i vidare mening.

Pendling vanligare vid svag anknytning till arbetsmarknaden

När det gäller mellanregional pendling tyder resultaten entydigt på att personer som var arbetslösa någon gång under 1997, studerande och personer som av andra skäl var utanför arbetskraften hade större sannolikhet att påbörja pendling mellan 1997 och 1998. Den skattade effekten av att ha varit arbetslös under 1997 på sannolikheten för mellanregional pendling ligger i storleksordningen 5–6 procentenheter bland män och något lägre bland kvinnor. När det gäller socialbidrag indikerar resultaten en positiv effekt på rörlighet för både män och kvinnor.

Hushållets inkomst ökar vid pendling

Skattningarna av pendlingens effekter på arbetsinkomster bland gifta eller samboende par indikerar entydigt att hushållets totala inkomster stiger oavsett om det är kvinnan eller mannen som börjar pendla. Kvinnornas pendling är dock förknippad med en betydligt större inkomstökning, för såväl hushållet som helhet som för den egna inkomsten, i jämförelse med det fall att mannen börjar pendla. Storleksordningar är här 7–10 procent för kvinnan och cirka 3 procent för mannen.

För ensamstående tyder resultaten också på stigande bruttoarbetsinkomster i samband med pendling. Här är den skattade inkomstökningen något högre för män och skillnaden mellan män och kvinnor är mindre i jämförelse med individer i gifta eller samboende par. Möjligen är detta ett indirekt tecken på att kvinnor i gifta eller samboende i högre grad än ensamstående kvinnor är bundna i till mannens karriär vid valet av bostadsort. Det är också

tänkbart att våra resultat återspeglar relativt sett högre variation i arbetskraftsutbud bland gifta eller samboende kvinnor.

Dessa resultat måste självfallet tolkas med stor försiktighet. I skattningarna av migrationens och pendlingens bestämningsfaktorer har vi skattat sannolikheten för utflyttning respektive utpendling. Här finns ingen direkt information om vilka faktorer som bestämmer hushållets val av inflyttningsregion eller destination för pendling. Vidare kan en del av de relativt sett små inkomstökningarna som noterats för pendlare hänga samman med att en del av dessa pendlar över relativt korta distanser som inte skiljer sig substantiellt från inomregional pendling. Vissa kompletterande analyser tyder på att detta kan vara fallet.

Skattningarna av rörlighetens effekter på inkomster kan inte utan vidare tolkas som kausala effekter av individernas beslut att flytta eller pendla. Vid den typ av icke-experimentell ansats som använts i detta kapitel, finns risk för fel i skattningarna på grund av icke-observerade egenskaper hos individen, attribut i individens omgivning eller kombinationer därav. Det kan t.ex. röra sig om systematiska skillnader mellan flyttare och icke-flyttare när det gäller egenskaper som påverkar både flyttningsbenägenhet och produktivitet på arbetsmarknaden. Vi har dock i detta fall tillgång till en god uppsättning variabler som indikerar observerbara individuella egenskaper och ett datamaterial med ett stort antal observationer av rörlighet. Vidare kontrollerar vi för sådana ickeobserverbara egenskaper som fångas upp av de inkomster individerna hade före flyttning.

Rörligheten bidrar till effektiv allokering

I stora drag ger våra resultat stöd för att de mellanregionala flyttningarna i Sverige påverkas i förväntad riktning av den egna arbetsmarknadssituationen och att personer med svagare ställning på arbetsmarknaden och individer med högre utbildning har högre sannolikhet för mellanregional flyttning och pendling. Vår tolkning av resultaten som presenteras i detta kapitel är att den geografiska rörligheten i Sverige bidrar positivt till en ekonomiskt effektiv allokering av arbetskraften och att vi inte funnit några substantiella tecken på samband som talar i den motsatta riktningen. Vi har inte heller funnit några tecken på systematiskt sjunkande pendling över tiden bland personer som drabbats av arbetslöshet, bland dem som uppburit socialbidrag eller bland de personer som var utanför

arbetskraften. Motsvarande samband över tiden gäller även för flyttning bortsett från effekten av erfarenhet av arbetslöshet där estimaten är positiva men inte signifikanta för den sista perioden (2001–2003).

7. Slutdiskussion

Tillsammans med yrkesmässig och branschmässig mobilitet har geografisk arbetskraftsrörlighet på lokal och regional nivå väsentlig betydelse för arbetsmarknadens funktionssätt och därmed för en gynnsam utveckling av sysselsättning, produktivitet och reallöner.

Hushållens beslut om flyttning och arbetspendling grundar sig dock på många olika faktorer och styrs delvis av annat än penningmässiga och arbetsmarknadsrelaterade motiv. Givet att individerna har god information och att priser och löner återspeglar reella alternativkostnader finns förutsättningar för att den geografiska rörligheten blir optimal ur såväl privatekonomisk som samhällsekonomisk synpunkt. Teoretiskt kan den optimala rörlighetsnivån vara noll eller den kan vara extremt omfattande. Men även om vi i teorin kan fastställa denna nivå och inriktningen på geografisk rörlighet, finns det i praktiken inga möjligheter att uttala sig om den faktiskt observerade rörligheten är optimal ur samhällsekonomisk synpunkt eller inte. Detta beror bland annat på att individernas välfärd påverkas av andra faktorer än inkomster och annat än ekonomiska incitament.

Men när det gäller centrala mål för den ekonomiska politiken avseende produktion och sysselsättning, finns det ett antal indirekta indikatorer som ger viss vägledning och som kan uppfattas som symptom på att den geografiska arbetsmarknadsrörligheten fungerar mer eller mindre tillfredställande. Dessa indikatorer kan indelas efter tre aggregeringsnivåer; nationell, regional och individuell nivå.

Nationell nivå

På nationell makronivå kan t.ex. för låg rörlighet yttra sig genom ogynnsam produktivitetsutveckling, stigande strukturell arbetslöshet och inflationsdrivande löneökningar. Förenklat uttryckt kan

strukturell arbetslöshet sägas föreligga när företagen har rekryteringssvårigheter samtidigt som det finns arbetslösa som inte kan eller vill ta de lediga jobben. Denna typ av arbetslöshet kan mätas t.ex. genom antalet vakanser i relation till mängden arbetslösa.

Enligt Konjunkturinstitutet (2006) har den årliga ökningstakten i arbetsproduktiviteten i näringslivet stigit sedan 1980-talet fram till omkring 2003. I dagsläget ligger produktiviteten fortfarande på hög nivå jämfört med 1980-talet och på en högre nivå än i övriga Europa. Enligt Konjunkturinstitutets bedömningar har också arbetsproduktiviteten i tillverkningsindustrin haft en högre ökningstakt i Sverige jämfört med OECD-10 under de senaste två decennierna. Delvis kan den höga produktivitetsnivån hänga samman med en lägre sysselsättningsnivå och stigande jämviktsarbetslöshet under 1990-talet fram till senare år, men sysselsättningsgraden i Sverige ligger fortfarande väsentligt över genomsnittet för EU-länderna inom OECD.

TPF

126

FPT

Sammantaget behöver

detta dock inte vara ett starkt indicium på att arbetskraftsrörligheten är tillfredställande.

När det gäller löne- och prisutvecklingen finns det inga tecken på att avtalsmässiga löneökningar och löneglidning utöver avtal givit upphov till en onormal utveckling av arbetskraftskostnaderna sedan tidigt 1990-tal. För perioden 2001-2005 bedöms arbetskostnadsökningarna ungefär ha motsvarat produktivitets- och prisökningarna samtidigt som kapitalavkastningen i näringslivet bedöms ligga i nivå med det internationella kapitalavkastningskravet. Arbetskraftskostnadsnivån är enligt dessa bedömningar i balans under 2006 samtidigt som resursutnyttjande var nära balans.

TPF

127

FPT

En något starkare indikator på rörlighet och matchningseffektivitet på arbetsmarknaden är utvecklingen av lediga platser och arbetslösheten över tiden. Utvecklingen av denna relation brukar analyseras med hjälp av den s.k. Beveridgekurvan.

TPF

128

FPT

En

systematisk ökning av arbetslösheten vid givna nivåer på antalet lediga platser kan under vissa förutsättningar tolkas som fallande matchningseffektivitet och stigande strukturell arbetslöshet.

Enligt vissa bedömare fanns det en tendens till att arbetslösheten, vid ett givet vakanstal, var väsentligt högre från ungefär

TP

126

PT

Konjunkturinstitutet [2006].

TP

127

PT

Konjunkturinstitutet [2006].

TP

128

PT

Se t.ex. Björklund, A. m.fl. [2006].

mitten av 1990-talet jämfört med tidigare.

TPF

129

FPT

Enligt Johanson m.fl.

var denna förändring inte statistiskt signifikant och utvecklingen efter år 2000 visar snarare tendenser till en återgång till den relation mellan arbetslösa och lediga platser som gällde innan 1995.

TPF

130

FPT

Holmlund (2003) finner också att försämrad matchningseffektivitet inte kan vara en väsentlig orsak till den höga arbetslösheten under 1990-talet. Vidare påvisas att relationen mellan lediga platser och arbetslöshet inte förändrats nämnvärt när hänsyn tas till den kraftiga ökningen av inflödet i arbetslöshet under 1990-talet. Sammanfattningsvis finns det enligt vår bedömning inga tydliga belägg för sämre matchningseffektivitet under senare år jämfört med perioden före 1995.

Det ovan sagda innebär självfallet inte att den svenska arbetsmarknaden är fri från strukturella problem och att det inte finns utrymmet för effektivitetshöjande politik som minskar arbetslösheten och höjer sysselsättningen. Tvärtom finns det alltför många personer som fortfarande är öppet arbetslösa eller som står utanför den reguljära arbetsmarknaden. Här finns rimligtvis betydande möjligheter att med olika politiska åtgärder öka övergången till sysselsättning. På nationell nivå finner vi inga starka indikationer på att bristande geografisk rörlighet varit en tillräckligt betydande faktor för att driva fram problem med produktivitetsutveckling, lönekostnadsinflation eller strukturell arbetslöshet.

Indikatorer på makronivå är dock långtifrån entydiga mått på hur den geografiska arbetsmarknadsrörligheten fungerar. Möjligen säger de något om den totala arbetsmarknadsrörligheten, men dessa variabler bestäms också av en mängd andra faktorer. Denna bilaga behandlar dock uteslutande den geografiska rörligheten och analyserna avser i huvudsak indikatorer på regional och individnivå.

Regional nivå

Våra analyser av mellanregionala flyttningar och pendling baserade på aggregerade data indikerar att den totala geografiska rörligheten numera ligger på en förhållandevis hög nivå. Den regionala omflyttningen har ökat trendmässigt sedan början av 1980-talet och befinner sig nästan på samma nivå som under flyttlasspolitikens era i slutet av 1960-talet. Vi kan också konstatera att

TP

129

PT

Johansson, S., Lundborg, P. & Zetterberg, J. [1999], Konjunkturinstitutet [2004] och Bergström, V. & Boije, R. [2005].

TP

130

PT

Sveriges riksbank [2002] och Konjunkturinstitutet [2006].

arbetspendlingen ökat dramatiskt i omfattning under de senaste trettio åren. Den kortväga pendlingen över kommungräns har nästan fördubblats och den långväga över lokala arbetsmarknader har mer än fördubblats. De senast tillgängliga uppgifterna över flyttningar och pendling (statistik avseende 2005 och 2006) visar på en fortsatt ökning av den geografiska rörligheten.

Sammantaget kan vi alltså konstatera att den geografiska rörligheten numera befinner sig på en relativt hög nivå. Det finns dock anledning att påminna om två särskilda omständigheter i detta sammanhang. Den ena rör flyttningsintensitetens utveckling i olika befolkningsgrupper. Den deskriptiva statistiken visar att den kraftiga ökningen i regional omflyttning som ägt rum sedan början av 1990-talet nästan uteslutande förklaras av en mycket markant uppgång i flyttningsbenägenheten bland personer i åldrarna 20-29 år. Det finns mycket som talar för att ökningen av flyttningsfrekvensen i denna åldersgrupp hänger samman med utbyggnaden och decentraliseringen av den högre utbildningen. I detta sammanhang bör det påpekas att byte av bostadsort i samband med påbörjande och avslutande av högskolestudier kan uppfattas som ett led i en etableringsstrategi på arbetsmarknaden och därför delvis är att betrakta som arbetsmarknadsmotiverad omflyttning. Den andra omständigheten gäller beroendeförhållandet mellan nettoinflyttning till storstadsregionerna, förhållanden på bostadsmarknaden och ökad pendling. Den mycket kraftiga ökningen av arbetspendlingen avspeglar till viss del det faktum att pendling i växande grad fungerar som ett alternativ till flyttning när man erbjuds arbete utanför den nuvarande bostadsregionen. Men uppgången i pendling är också delvis ett resultat av en fortsatt stor nettoinflyttning till storstadsregionerna, som ökat trycket på bostadsmarknaderna i dessa områden, med följden att nyinflyttade ofta inte har något annat val än att bosätta sig på ett förhållandevis långt pendlingsavstånd från arbetsplatsen.

Resultaten av de ekonometriska analyserna av sambandet mellan regionalt arbetsmarknadsläge och bruttoflyttningar är i huvudsak i linje med vad som kan förväntas och konsistenta med implikationer från ekonomisk teori. Skattningarna avser perioden 1986-2004 och indikerar att flyttströmmarna tenderar att gå från regioner med relativt sett svagare arbetsmarknadsläge till regioner med relativt sett starkare arbetsmarknadssituation. Betydelsen av det regionala arbetsmarknadsläget för flyttningarna har inte minskat över tiden. När det gäller den högre utbildningens inverkan på omflyttningen kan vi konstatera att både det totala antalet högskoleplatser i landet

som helhet och regionernas relativa andel av dessa platser genomgående har en positiv effekt på flyttströmmarna.

Våra analyser av de regionala obalanserna på arbetsmarknaden visar att den regionala spridningen i arbetslöshet varierar omvänt i förhållande till arbetslöshetsnivån i riket totalt sett, men också att den relativa spridningen minskat något jämfört med situationen under högkonjunkturen i slutet av 1980-talet. Trots att den regionala spridningen har minskat över tid har de flesta regioner förflyttat sig mycket lite i den regionala arbetslöshetshierarkin. Rangordningen mellan de lokala arbetsmarknaderna vad gäller arbetslöshet är ungefär densamma i början av 2000-talet som i slutet av 1980-talet. När det gäller skillnader mellan de lokala arbetsmarknaderna avseende sysselsättningsintensitet finner vi att den regionala spridningen är betydligt mindre jämfört med variationen i arbetslöshet. Utvecklingen följer inget tydligt konjunkturmönster och vi kan återigen konstatera att varaktigheten i de regionala skillnaderna är mycket påtaglig. Rangordningen mellan de lokala arbetsmarknaderna i sysselsättningsintensitet är i det närmaste oförändrad mellan början av 2000-talet och slutet av 1980-talet.

Sammantaget finns det inget som tyder på att den geografiska rörligheten på arbetsmarknaden minskat trendmässigt. Snarare visar resultaten på att rörligheten numera ligger på en relativt hög nivå. Bruttoflyttningarna svarar generellt på regionala arbetsmarknadsförhållanden på ett förväntat sätt och det finns heller inga tecken på att arbetsmarknadslägets betydelse för flyttningarna minskat över tiden. När det gäller de regionala obalanserna på arbetsmarknaden finns det inga indikationer på att dessa totalt sett skulle ha tilltagit under den senaste tjugoårsperioden.

Trots att ovanstående resultat inte kan tas till intäkt för att den geografiska arbetskraftsrörligheten är tillräcklig ur samhällsekonomisk synvinkel tolkar vi resultaten som i huvudsak positiva tecken. Ytterligare perspektiv på hur den geografiska rörligheten verkar fungera kan eventuellt fås genom internationella jämförelser. Tillgänglig statistik över regionala skillnader i arbetslöshet och sysselsättning i OECD-området visar att Sverige har en relativt låg regional spridning i dessa variabler. Internationella jämförelser av flyttningar och pendling visar att rörligheten i Sverige ungefärligen motsvarar genomsnittlig nivå vid jämförelse med övriga OECDländer.

Individnivå

I våra analyser av mellanregionala flyttningar och pendling baserade på individdata har vi studerat vilka individattribut som påverkar sannolikheten för flyttning och pendling och rörlighetens effekter på bruttoarbetsinkomster.

Strukturomvandling kan leda till att det blir överskott på arbetskraft i vissa regioner samtidigt som det kan finnas stor efterfrågan på arbetskraft i andra regioner. Då är det särskilt viktigt att de som är arbetslösa eller på väg in i arbetskraften söker jobb över större områden och uppvisar en hög benägenhet till rörlighet. Vissa tidigare svenska studier har pekat på att de arbetsmarknadsrelaterade flyttningarna är av mindre eller minskande betydelse. När det gäller effekten av individuell erfarenhet av arbetslöshet på geografisk rörlighet finns också några studier som inte tyder på högre rörlighet bland de arbetslösa. Det finns också motstridiga resultat avseende hushållens ekonomiska utbyte av flyttning i fåtalet existerande studier. När det gäller pendling finns det oss veterligen ingen tidigare svensk studie av pendlingens effekter på inkomster. Dessa effekter är av intresse eftersom det ekonomiska utbytet kan ge viss antydan om storleken på privatekonomiska incitament till migration och pendling och samhällsekonomiska intäkter av geografisk rörlighet.

Våra resultat som i huvudsak avser rörlighet 1997 till 1999 och inkomster fram till 2003 indikerar att personer som nyligen haft egen erfarenhet av arbetslöshet har högre sannolikhet för flyttning jämfört med personer som inte varit arbetslösa. Detta gäller också för pendling där den skattade effekten av arbetslöshet verkar vara något större än i fallet med migration. Vidare finner vi att personer som nyligen haft socialbidrag har relativt sett högre sannolikhet för flyttning och i allmänhet även för påbörjad pendling till anställning i annan arbetsmarknadsregion. Sammantaget pekar resultaten i stort sett entydigt på att personer med en relativt svag ställning på arbetsmarknaden uppvisar högre geografisk rörlighet. Vi finner också att personer som var utanför arbetskraften har relativt sett högre sannolikhet för både pendling och flyttning. Även om dessa resultat ingalunda bevisar att den geografiska rörligheten är tillfredställande ur samhällsekonomisk synpunkt tolkar vi dessa resultat som positiva tecken. De motsatta resultaten skulle definitivt vara oroande i detta sammanhang.

När det gäller effekter på arbetsinkomster tyder våra resultat generellt på bruttoinkomstökningar av flyttning och pendling. För

gifta eller samboende par är den skattade effekten av flyttning positiv och relativt betydande. Men resultaten drivs nästan helt av inkomstökningar bland män med utbildning på universitetsnivå. Bland de ensamstående är den skattade inkomstökningen av flyttning positiv för båda könen. Men detta gäller bara för män och kvinnor med högre utbildning. De skattade effekterna av mellanregional pendling på arbetsinkomster är också positiva, men överlag är de överraskande små. Bland gifta eller samboende där minst en av parterna drabbats av arbetslöshet och där kvinnan påbörjade pendling indikeras emellertid betydande effekter på kvinnans bruttoarbetsinkomst.

I huvudsak är de positiva effekterna av rörlighet på inkomster ett gott tecken och bruttoeffekten på produktionsvärdet underskattas på grund av arbetsgivaravgifter m.m., medan det privatekonomiska utbytet överskattas på grund av inkomstskatter och resekostnader efter skatteavdrag. Det magra utbytet av flyttning för gifta eller samboende kvinnor och för personer med lägre utbildning kan eventuellt vara en återspegling av den relativt låga lönespridningen inom kvinnodominerade yrken, företrädesvis inom offentlig sektor, och den lägre lönespridningen bland arbetare jämfört med tjänstemän.

TPF

131

FPT

Eventuellt finns det här ett incitamentsproblem som

i så fall bör vägas mot fördelarna med en lägre lönespridning.

När det gäller de relativt blygsamma inkomstökningarna av mellanregional pendling kan våra resultat möjligen bero på att vi inte direkt kan observera boendepreferenser och pendlingskostnader. Vissa som motsvarar vår definition av en som påbörjar pendling över gräns till annan lokal arbetsmarknad, kanske i själva verket bor vid en gräns och pendlar en kort distans, med liten tidsåtgång och har små direkta pendlingskostnader i likhet med många som pendlar inomregionalt. Det kan också tänkas återspegla situationen på bostadsmarknaden i vissa av de större städerna där personer med lägre inkomster kan ha svårt att finansiera en bostad nära arbetsplatsen inom den lokala arbetsmarknadsregionen. En del hushåll tvingas mer eller mindre att bosätta sig i en angränsande lokal arbetsmarknadsregion för att sedan påbörja pendling till arbetsplatsen. Båda dessa aspekter borde vara relativt sett mera relevanta för de befolkningstäta områdena runt storstadsregionerna i Sverige. Möjligen kan detta förklara att den skattade effekten av mellanregional pendling stiger när vi exkluderar personer som i utgångsläget var bosatta i Stockholms lokala arbetsmarknadsregion.

TP

131

PT

Konjunkturinstitutet [2006] och Fredriksson, P. & Topel, R.H. [2006].

Några avslutande reflektioner

Vår sammanlagda bedömning är att den geografiska arbetskraftsrörligheten verkar fungera relativt väl i relation till skiftande utbuds och efterfrågeförhållanden på de regionala arbetsmarknaderna. Ökad rörlighet skulle dock kunna ge minskningar av såväl total arbetslöshet i landet som minskade obalanser på de regionala arbetsmarknaderna.

Den svenska arbetsmarknaden är för närvarande inne i en period med starkt ökad arbetskraftsefterfrågan med vissa rekryteringssvårigheter i vissa branscher och på vissa orter. I likhet med liknande situationer tidigare kommer det troligen att föras fram förslag på subventioner till flyttning eller pendling. Det som kan tala för subventioner i detta sammanhang är att den privatekonomiska vinsten av rörlighet med stor sannolikhet är lägre än den samhällsekonomiska. Men pendling är redan idag starkt subventionerad via skatteavdrag för arbetsresor och omkostnader för arbete på annan ort. När det gäller flyttningarna tyder genomförda utvärderingar på obetydliga eller inga effekter på mellanregional migration av de flyttningsbidrag som tidigare tillämpats inom ramen för arbetsmarknadspolitiken. Vi bedömer det dock som mindre troligt att politiska åtgärder med primärt syfte att stimulera den geografiska rörligheten kan bidra till ökad sysselsättning och produktion i tillnärmelsevis samma utsträckning som ett bättre utnyttjande av den betydande arbetskraftsreserv som fortfarande finns bland de arbetslösa och personer som står utanför den reguljära arbetsmarknaden. Det kan finnas skäl för att undanröja hinder för geografisk rörlighet. Men här finns det förmodligen mer att hämta genom övriga politiska åtgärder som syftar till att stimulera arbetskraftsutbudet och förbättra matchningen på arbetsmarknaden. I detta sammanhang bör även kvaliteten på matchningarna beaktas, där bl.a. informationsgrad och söktid har betydelse för att arbetsmarknaden ska fungera effektivt.

Vi finner heller inga indikationer på att den geografiska rörligheten försämrats över tiden. Visserligen styrs förmodligen en betydande del av den mellanregionala omflyttningen som tidigare påpekats av andra faktorer än arbetsmarknadsförhållanden och individernas inkomster, och det är inte orimligt att tänka sig att regionala konsumtionsmöjligheter, sociala nätverk och andra livskvalitetsaspekter får en tilltagande vikt i takt med att hushållens realinkomster stiger. Hur stor betydelse de arbetsmarknads-

relaterade motiven har i jämförelse med annat finns det för närvarande inga entydiga belägg för.

TPF

132

FPT

En mycket stor andel av den mellanregionala migrationen utgörs av yngre personer mellan 20 och 30 år. På lång sikt har därför åldersstrukturen på nationell och regional nivå förmodligen stor betydelse för den interna migrationen i Sverige. Från ett år till ett annat är förändringarna i åldersstrukturen för liten för att kunna förklara de kortsiktiga svängningarna i inrikes omflyttning. Här spelar den makroekonomiska konjunkturen tillsammans med den regionala spridningen av arbetslösa och lediga jobb en större roll. Förutom flyttningarna i samband med universitetsstudier fanns det också betydande inslag av omflyttningar av invandrare under vissa år på 1990-talet. Ytterligare faktorer av betydelse är utvecklingen på bostadsmarknaden och förändringar av individers preferenser. Möjligen kan politiska åtgärder som stimulerar arbetskraftsutbudet ge en viss ökning av de arbetsmarknadsrelaterade flyttningarna. Av samtliga dessa faktorer är utvecklingen av åldersstrukturen relativt lätt att förutsäga och det verkar det inte troligt att expansionen av den högre utbildning och decentraliseringen av densamma kommer att öka väsentligt utöver dagens nivå under de närmaste åren. Utvecklingen av de övriga faktorerna framstår dock som relativt svårbedömda.

En något spekulativ betraktelse av den ökande pendlingen och den s.k. regionförstoringen under senare år är att den delvis kan vara en följd av restriktioner på bostadsmarknaden. En omfattande inflyttning till storstadsregionerna har möjligen drivit upp boendekostnaderna och, som påpekats tidigare, trängt ut hushåll från regionernas centra, vilket i så fall bidragit till regionförstoring och ökad pendling. Förändringar av produktionsstrukturen som förändrar den regionala fördelningen av produktion och sysselsättning genererar geografisk arbetskraftsrörlighet vilket ställer krav på bland annat bostads- och infrastrukturpolitiken. Bristande koordination inom och mellan dessa politikgrenar kan, tillsammans med imperfektioner på bostadsmarknaden och inom kommunikationssektorn, driva fram långväga pendling av en omfattning som inte är samhällsekonomiskt optimal. Vid sidan av ekonomiska effektivitetsförluster kan en sådan utveckling eventuellt strida mot målet om en hållbar utveckling och mot ambitioner inom jämställdhetspolitiken.

TP

132

PT

Lundholm, E. m.fl. [2004] och Niedomysl, T. [2006].

Men att stigande boendekostnader i de expansiva regionerna och fallande boendekostnader i utflyttningsregionerna tenderar att utjämna regionala skillnader i realinkomster, och därmed motverka fortsatta nettoomflyttningar, är i sig inte tillräckligt skäl för bostadspolitiska ingrepp. Tvärtom är detta under vissa förutsättningar en del av en förväntad anpassningsmekanism som är förenlig med en samhällsekonomiskt effektiv resursallokering – bristsituationer signaleras med stigande priser och överskott på bostadsmarknaden signaleras med fallande priser. Fastighetspriser indikerar dessutom en sammanvägning av andra värden av att bo i en viss region, till exempel i form av inkomster, sysselsättningsmöjligheter, naturupplevelser, utbildning, sjukvård och kulturkonsumtion. Men regleringar och marknadsimperfektioner i bostadssektorn kan göra att priserna inte korrekt återspeglar samhällsekonomiska intäkter och alternativkostnader med en ineffektivt fungerande bostadsmarknad som följd. Större politiska beslut som rör bostadsmarknaden, infrastrukturen och eventuella rörlighetsstimulanser bör därför som en väsentlig del av beslutsunderlaget inkorporera kvalificerade samhällsekonomiska bedömningar. Företrädesvis utförda av nationell eller internationell expertis som är fristående från regionala och andra partsintressen.

Avslutningsvis vill vi kortfattat och utan prioritetsordning nämna några av de problemområden som berör den geografiska rörligheten och som vi anser bör belysas med forskning under de kommande åren. Det gäller bland annat samspelet mellan bostadsmarknaden, infrastruktur och arbetsmarknadsrörlighet; sambandet mellan utbildningspolitik och rörlighet; faktorer som styr individernas val av inflyttningsregion (studier av ”pullfaktorer” på individnivå); invandrarnas geografiska rörlighet; ekonomiska och sociala effekter av migration och pendling i ett hushållsperspektiv samt den geografiska rörlighetens roll för anpassningsprocesserna på de regionala arbetsmarknaderna vid förändringar av utbudet och efterfrågan på arbetskraft.

Appendix A

Regionala indelningar

Huvuddelen av analysen i bilagan görs med utgångspunkt från så kallade lokala arbetsmarknader (LA). De lokala arbetsmarknaderna är funktionella arbetsmarknadsområden som bygger på arbetspendling mellan kommuner. Syftet med dessa är att avgränsa geografiska områden som är förhållandevis oberoende av omvärlden med avseende på efterfrågan och utbud av arbetskraft. Av utrymmesskäl redovisas en del resultat på en mer aggregerad nivå. Det handlar om en gruppering av de lokala arbetsmarknaderna i så kallade regionfamiljer. I detta appendix redovisas grunderna för dessa båda regionala indelningar.

Lokala arbetsmarknader

Avgränsningen av lokala arbetsmarknader baseras på bruttopendlingsströmmar mellan kommuner och görs i två steg. Först avgörs vilka kommuner som kan betraktas som oberoende eller självförsörjande vad gäller tillgången på arbetstillfällen och arbetskraft. Detta görs med utgångspunkt från två självständighetskriterier – ett generellt och ett specifikt:

∑

≠

<

j i

i

ij

E E 20 , 0 /

075 , 0 / max <

i

ij

E E

där E

B

ij

B

är flödet av arbetspendlare från kommun i till kommun j och

E

B

i

B

är antalet förvärvsarbetande som bor i kommun i. För att klassas som oberoende kommun måste båda kriterierna vara uppfyllda – den totala andelen utpendlare måste vara mindre än 20 procent av kommunens förvärvsarbetande befolkning och andelen utpendlare till någon enskild kommun måste understiga 7,5 procent.

Därefter förs de kommuner som inte klassats som oberoende över till den kommun till vilken den största pendlingsströmmen är riktad och ingår därmed i den kommunens lokala arbetsmarknad. I de fall den största pendlingsströmmen går till en kommun som inte definierats som oberoende uppstår en pendlingskedja. Kedjan upphör först när den största pendlingsströmmens destination utgörs av en oberoende kommun. Om en pendlingskedja innehåller tre länkar eller fler, bryts dock kedjan vid den svagaste länken (där andelen utpendlare i förhållande till den förvärvsarbetande befolkningen är som lägst).

T

Med denna avgränsning skapas arbetsmarknadsregioner som är funktionella i den meningen att de är relativt oberoende av omvärlden när det gäller försörjning av den egna befolkningen

T

med

arbetstillfällen och det lokala näringslivet med arbetskraft.

Den indelning i lokala arbetsmarknader som används utgår från 2000 års pendlingsstatistik. På grundval av denna statistik och ovanstående avgränsningskriterier indelas Sverige i 90 lokala arbetsmarknader. För att erhålla en uppsättning LA som är konsistent över hela perioden 1974–2005 har det varit nödvändigt att göra vissa smärre justeringar i förhållande till den officiella klassificeringen. Det handlar om ett antal fall där en ursprunglig kommun delats upp i två eller flera kommuner och där de nya kommunerna enligt den officiella indelningen tillhör olika LA. Om en kommun delats har vi genomgående valt att föra de nya kommunerna till den LA som den ursprungliga kärnkommunen tillhör. Som en följd av dessa justeringar reduceras antalet LA till 89 stycken. I tabell A.2 presenteras kommunernas fördelning på lokala arbetsmarknader.

Regionfamiljer

I bilagan används också en gruppering av de lokala arbetsmarknaderna i fyra så kallade regionfamiljer. Syftet är att möjliggöra en mer kompakt presentation av resultat som annars skulle ta allt för mycket utrymme i anspråk. Grupperingen baseras uteslu-

tande på de lokala arbetsmarknadernas storlek. Regionfamiljernas namn avspeglar så långt som möjligt de ingående lokala arbetsmarknadernas position i landets ortshierarki. Tabell A.1 redovisar lite mer detaljer kring de kriterier som använts.

Tabell A.1 Kriterier för gruppering av lokala arbetsmarknader i regionfamiljer

Regionfamilj Befolkningsgräns Antal ingående LA Ackumulerad

befolkning

Storstadsregioner

≥ 500 000 3

3

791 504

Regionala centra

≥ 100 000 19

7

004 590

Lokala centra

≥ 25 000 30

8

420 462

Småregioner <

25 000 37

8

882 792

Anm.: Befolkning avser 2000. Källa: Bearbetningar av SCB Befolkningsstatistik.

Det är viktigt att understryka att regionfamiljerna utgörs av aggregat av lokala arbetsmarknader som inte nödvändigtvis är homogena i rörlighetshänseende. Utvecklingen för två LA i en viss regionfamilj kan således skilja sig åt och dessutom avvika från situationen för regionfamiljen totalt sett. Av tabell A.1 framgår vidare att merparten av landets befolkning är bosatt i lokala arbetsmarknader som tillhör regionfamiljerna storstadsregioner och regionala centra. Endast omkring 5 procent av befolkningen är bosatt i de 37 lokala arbetsmarknader som utgör landets småregioner. Tabell A.3 redovisar de lokala arbetsmarknadernas fördelning på regionfamiljer.

Tabell A.2 Kommunernas fördelning på lokala arbetsmarknader

Kommun- kod

Kommunnamn LA-namn Kommun- kod

Kommunnamn LA-namn

0114 Upplands-Väsby Stockholm 0604 Aneby Jönköping 0115 Vallentuna Stockholm 0617 Gnosjö Gislaved 0117 Österåker Stockholm 0642 Mullsjö Jönköping 0120 Värmdö Stockholm 0643 Habo Jönköping 0123 Järfälla Stockholm 0662 Gislaved Gislaved 0125 Ekerö Stockholm 0665 Vaggeryd Jönköping 0126 Huddinge Stockholm 0680 Jönköping Jönköping 0127 Botkyrka Stockholm 0682 Nässjö Jönköping 0128 Salem Stockholm 0683 Värnamo Värnamo 0136 Haninge Stockholm 0684 Sävsjö Vetlanda 0138 Tyresö Stockholm 0685 Vetlanda Vetlanda 0139 Upplands-Bro Stockholm 0686 Eksjö Jönköping 0140 Nykvarn Stockholm 0687 Tranås Tranås 0160 Täby Stockholm 0760 Uppvidinge Växjö 0162 Danderyd Stockholm 0761 Lessebo Växjö 0163 Sollentuna Stockholm 0763 Tingsryd Växjö 0180 Stockholm Stockholm 0764 Alvesta Växjö 0181 Södertälje Stockholm 0765 Älmhult Älmhult 0182 Nacka Stockholm 0767 Markaryd Markaryd 0183 Sundbyberg Stockholm 0780 Växjö Växjö 0184 Solna Stockholm 0781 Ljungby Ljungby 0186 Lidingö Stockholm 0821 Högsby Oskarshamn 0187 Vaxholm Stockholm 0834 Torsås Kalmar 0188 Norrtälje Stockholm 0840 Mörbylånga Kalmar 0191 Sigtuna Stockholm 0860 Hultsfred Hultsfred 0192 Nynäshamn Stockholm 0861 Mönsterås Oskarshamn 0305 Håbo Stockholm 0862 Emmaboda Emmaboda 0319 Älvkarleby Gävle 0880 Kalmar Kalmar 0330 Knivsta Stockholm 0881 Nybro Kalmar 0360 Tierp Stockholm 0882 Oskarshamn Oskarshamn 0380 Uppsala Stockholm 0883 Västervik Västervik 0381 Enköping Stockholm 0884 Vimmerby Vimmerby 0382 Östhammar Stockholm 0885 Borgholm Kalmar 0428 Vingåker Katrineholm 0980 Gotland Gotland 0461 Gnesta Nyköping-Oxelösund 1060 Olofström Olofström 0480 Nyköping Nyköping-Oxelösund 1080 Karlskrona Karlskrona 0481 Oxelösund Nyköping-Oxelösund 1081 Ronneby Karlskrona 0482 Flen Katrineholm 1082 Karlshamn Olofström 0483 Katrineholm Katrineholm 1083 Sölvesborg Kristianstad 0484 Eskilstuna Eskilstuna 1214 Svalöv Malmö 0486 Strängnäs Stockholm 1230 Staffanstorp Malmö 0488 Trosa Nyköping-Oxelösund 1231 Burlöv Malmö 0509 Ödeshög Linköping 1233 Vellinge Malmö 0512 Ydre Tranås 1256 Östra Göinge Kristianstad 0513 Kinda Linköping 1257 Örkelljunga Malmö 0560 Boxholm Linköping 1260 Bjuv Malmö 0561 Åtvidaberg Linköping 1261 Kävlinge Malmö 0562 Finspång Norrköping 1262 Lomma Malmö 0563 Valdemarsvik Norrköping 1263 Svedala Malmö 0580 Linköping Linköping 1264 Skurup Malmö 0581 Norrköping Norrköping 1265 Sjöbo Malmö 0582 Söderköping Norrköping 1266 Hörby Malmö 0583 Motala Linköping 1267 Höör Malmö 0584 Vadstena Linköping 1270 Tomelilla Simrishamn-

Tomelilla

0586 Mjölby Linköping 1272 Bromölla Kristianstad

Tabell A.2, fortsättning

Kommun- kod

Kommunnamn LA-namn

Kommun- kod

Kommunnamn LA-namn

1273 Osby Älmhult 1485 Uddevalla Trollhättan 1275 Perstorp Kristianstad 1486 Strömstad Strömstad 1276 Klippan Malmö 1487 Vänersborg Trollhättan 1277 Åstorp Malmö 1488 Trollhättan Trollhättan 1278 Båstad Malmö 1489 Alingsås Göteborg 1280 Malmö Malmö 1490 Borås Borås 1281 Lund Malmö 1491 Ulricehamn Borås 1282 Landskrona Malmö 1492 Åmål Säffle 1283 Helsingborg Malmö 1493 Mariestad Skövde 1284 Höganäs Malmö 1494 Lidköping Lidköping-Götene 1285 Eslöv Malmö 1495 Skara Skövde 1286 Ystad Malmö 1496 Skövde Skövde 1287 Trelleborg Malmö 1497 Hjo Skövde 1290 Kristianstad Kristianstad 1498 Tidaholm Skövde 1291 Simrishamn Simrishamn-Tomelilla 1499 Falköping Skövde 1292 Ängelholm Malmö 1715 Kil Karlstad 1293 Hässleholm Kristianstad 1730 Eda Arvika 1315 Hylte Gislaved 1737 Torsby Torsby 1380 Halmstad Halmstad 1760 Storfors Karlskoga 1381 Laholm Halmstad 1761 Hammarö Karlstad 1382 Falkenberg Falkenberg 1762 Munkfors Hagfors 1383 Varberg Varberg 1763 Forshaga Karlstad 1384 Kungsbacka Göteborg 1764 Grums Karlstad 1401 Härryda Göteborg 1765 Årjäng Årjäng 1402 Partille Göteborg 1766 Sunne Torsby 1407 Öckerö Göteborg 1780 Karlstad Karlstad 1415 Stenungsund Göteborg 1781 Kristinehamn Karlstad 1419 Tjörn Göteborg 1782 Filipstad Filipstad 1421 Orust Göteborg 1783 Hagfors Hagfors 1427 Sotenäs Trollhättan 1784 Arvika Arvika 1430 Munkedal Trollhättan 1785 Säffle Säffle 1435 Tanum Strömstad 1814 Lekeberg Örebro 1438 Dals-Ed Bengtsfors 1860 Laxå Laxå 1439 Färgelanda Trollhättan 1861 Hallsberg Örebro 1440 Ale Göteborg 1862 Degerfors Karlskoga 1441 Lerum Göteborg 1863 Hällefors Hällefors 1442 Vårgårda Göteborg 1864 Ljusnarsberg Ludvika 1443 Bollebygd Borås 1880 Örebro Örebro 1444 Grästorp Trollhättan 1881 Kumla Örebro 1445 Essunga Lidköping-Götene 1882 Askersund Örebro 1446 Karlsborg Skövde 1883 Karlskoga Karlskoga 1447 Gullspång Skövde 1884 Nora Örebro 1452 Tranemo Gislaved 1885 Lindesberg Örebro 1460 Bengtsfors Bengtsfors 1904 Skinn-skatteberg Fagersta 1461 Mellerud Trollhättan 1907 Surahammar Västerås 1462 Lilla Edet Trollhättan 1917 Heby Stockholm 1463 Mark Göteborg 1960 Kungsör Västerås 1465 Svenljunga Borås 1961 Hallstahammar Västerås 1466 Herrljunga Borås 1962 Norberg Fagersta 1470 Vara Lidköping-Götene 1980 Västerås Västerås 1471 Götene Lidköping-Götene 1981 Sala Västerås 1472 Tibro Skövde 1982 Fagersta Fagersta 1473 Töreboda Skövde 1983 Köping Västerås 1480 Göteborg Göteborg 1984 Arboga Västerås 1481 Mölndal Göteborg 2021 Vansbro Vansbro 1482 Kungälv Göteborg 2023 Malung Malung 1484 Lysekil Trollhättan 2026 Gagnef Falun-Borlänge

Tabell A.2, fortsättning

Kommun- kod

Kommunnamn LA-namn

Kommun- kod

Kommunnamn LA-namn

2029 Leksand Falun-Borlänge 2031 Rättvik Falun-Borlänge 2034 Orsa Mora 2326 Berg Östersund 2039 Älvdalen Mora 2361 Härjedalen Härjedalen 2061 Smedjebacken Ludvika 2380 Östersund Östersund 2062 Mora Mora 2401 Nordmaling Umeå 2080 Falun Falun-Borlänge 2403 Bjurholm Umeå 2081 Borlänge Falun-Borlänge 2404 Vindeln Umeå 2082 Säter Falun-Borlänge 2409 Robertsfors Umeå 2083 Hedemora Avesta 2417 Norsjö Skellefteå 2084 Avesta Avesta 2418 Malå Skellefteå 2085 Ludvika Ludvika 2421 Storuman Storuman 2101 Ockelbo Gävle 2422 Sorsele Sorsele 2104 Hofors Hofors 2425 Dorotea Åsele-Dorotea 2121 Ovanåker Bollnäs 2460 Vännäs Umeå 2132 Nordanstig Hudiksvall 2462 Vilhelmina Vilhelmina 2161 Ljusdal Ljusdal 2463 Åsele Åsele-Dorotea 2180 Gävle Gävle 2480 Umeå Umeå 2181 Sandviken Gävle 2481 Lycksele Lycksele 2182 Söderhamn Söderhamn 2482 Skellefteå Skellefteå 2183 Bollnäs Bollnäs 2505 Arvidsjaur Arvidsjaur 2184 Hudiksvall Hudiksvall 2506 Arjeplog Arjeplog 2260 Ånge Ånge 2510 Jokkmokk Jokkmokk 2262 Timrå Sundsvall 2513 Överkalix Överkalix 2280 Härnösand Härnösand 2514 Kalix Kalix 2281 Sundsvall Sundsvall 2518 Övertorneå Övertorneå 2282 Kramfors Kramfors 2521 Pajala Pajala 2283 Sollefteå Sollefteå 2523 Gällivare Gällivare 2284 Örnsköldsvik Örnsköldsvik 2560 Älvsbyn Luleå 2303 Ragunda Östersund 2580 Luleå Luleå 2305 Bräcke Östersund 2581 Piteå Luleå 2309 Krokom Östersund 2582 Boden Luleå 2313 Strömsund Strömsund 2583 Haparanda Haparanda 2321 Åre Östersund 2584 Kiruna Kiruna Anm.: Notera att när data redovisas på administrativ nivå (kommun och län) aggregeras ovanstående kommuner till 277 kommuner respektive 24 län som är konsistenta under hela perioden 1974–2005.

Tabell A.3 De lokala arbetsmarknadernas fördelning på regionfamiljer

Storstadsregioner Regionala centra Lokala centra Småregioner

Göteborg Borås Arvika Arjeplog Malmö Falun-Borlänge Avesta Arvidsjaur Stockholm Gävle Bollnäs Bengtsfors Halmstad Eskilstuna Emmaboda Jönköping Falkenberg Fagersta Kalmar Gislaved Filipstad Karlstad Gotland Gällivare Kristianstad Hudiksvall Hagfors Linköping Härnösand Haparanda Luleå Karlskoga Hofors Norrköping Karlskrona Hultsfred Skövde Katrineholm Hällefors Sundsvall Lidköping-Götene Härjedalen Trollhättan Ljungby Jokkmokk Umeå Ludvika Kalix Västerås Mora Kiruna Växjö Nyköping-Oxelösund Kramfors Örebro Olofström Laxå Östersund Oskarshamn Ljusdal

Simrishamn-Tomelilla

Lycksele

Skellefteå Malung Säffle Markaryd Söderhamn Pajala Torsby Sollefteå Varberg Sorsele Vetlanda Storuman Värnamo Strömstad Västervik Strömsund Älmhult Tranås Örnsköldsvik Vansbro Vilhelmina Vimmerby Ånge Årjäng Åsele-Dorotea Överkalix Övertorneå

Födelselandsgruppering

Tabell A.4 presenterar detaljer gällande den födelselandsgruppering som ligger till grund för diagram 4.10.

Tabell A.4 Födelselandsgruppering

Sverige Övriga Norden Övriga EU15-syd (Grekland, Spanien, Portugal, Italien) Övriga EU15-nord (övriga) EU-ansökarländer

Grupp 1: Cypern, Ungern, Polen, Estland, Tjeckien och Slovenien Grupp 2: Rumänien, Slovakien, Lettland, Litauen och Bulgarien Grupp 3: Malta och Turkiet

Övriga Västeuropa Övriga Östeuropa F.d. Sovjetunionen Nordamerika (USA och Kanada) Latinamerika (övriga länder i Amerika) Nordafrika (Egypten, Libyen, Tunisien, Algeriet, Marocko) Övriga Afrika Västasien (asiatiska länder väster om Pakistan) Sydasien (Indien, Pakistan, Sri Lanka, Bangladesh) Övriga Asien Oceanien

Appendix B

Tabell B.1 Medelvärden för gifta eller samboende

Flyttningsmodell Stannare Flyttare Variabler Kvinnor Män Kvinnor Män

Individuella inkomster (kronor): Bruttoarbetsinkomster 1997

118

223 221 488 95 539 208 788

Bruttoarbetsinkomster 2000

148

471 264 351 129 204 284 175

Bruttoarbetsinkomster 2001

157

285 273 029 142 627 295 512

Bruttoarbetsinkomster 2002

164

256 275 291 154 946 305 134

Bruttoarbetsinkomster 2003

170

311 275 609 162 257 311 180

Övriga individuella attribut (1997): Arbetslös 0,21 0,12 0,31 0,18 Utanför arbetskraften 0,05 0,02 0,10 0,04 Studerande 0,09 0,03 0,16 0,11 Ålder 34,96 36,92 32,60 34,46 Tvåårig gymnasieutbildning 0,42 0,41 0,27 0,24 Treårig gymnasieutbildning 0,13 0,12 0,13 0,12 Kortare högskoleutbildning 0,20 0,16 0,24 0,25 Längre högskoleutbildning 0,13 0,13 0,26 0,25 Forskarutbildning 0,003 0,01 0,01 0,04 Jordbruk 0,01 0,03 0,01 0,02 Industri 0,10 0,27 0,07 0,20 Byggnads 0,01 0,12 0,01 0,07 Detaljhandel 0,15 0,23 0,13 0,19 Privat sektor 0,10 0,13 0,09 0,14 Offentlig sektor 0,52 0,17 0,49 0,28 Tidigare pendling 0,08 0,13 0,25 0,31 Tidigare migration 0,03 0,03 0,27 0,27

Hushållsattribut: Barn

0,93 0,93 0,82 0,82

Småbarn 0,36 0,36 0,52 0,52 Socialbidrag 0,03 0,03 0,07 0,07

Regionala attribut: Arbetslöshet 0,13 0,13 0,13 0,13 Befolkning i LA

370

929 370 929 343 314 343 314

Ln Tillgänglighet

-2,75 -2,75 -2,82 -2,82

Antal observationer:

109

564 109 564 2 054 2 054

Anm.: Individattribut indikeras genom värdet 1 om attributet föreligger och noll om individen inte har detta attribut. Medelvärdet 0,10 betyder till exempel att 10

procent i det aktuella samplet har den egenskap som

variabeln indikerar. Regionala attribut ingår som förklarande variabler vid matchningen när effekterna av rörlighet på inkomster analyseras. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.2 Medelvärden för ensamstående

Flyttningsmodell Stannare Flyttare Variabler Kvinnor Män Kvinnor Män

Individuella inkomster (kronor): Bruttoarbetsinkomster 1997 119

012 150 776 96 752 116 334

Bruttoarbetsinkomster 2000

142

557 189 073 135 347 188 308

Bruttoarbetsinkomster 2001

147

086 197 389 140 918 202 231

Bruttoarbetsinkomster 2002

149

054 198 952 143 900 208 980

Bruttoarbetsinkomster 2003

148

996 198 463 144 834 211 082

Övriga individuella attribut (1997): Arbetslös 0,27 0,21 0,37 0,30 Utanför arbetskraften 0,11 0,11 0,12 0,12 Studerande 0,16 0,09 0,32 0,28 Ålder 34,03 33,65 31,10 30,97 Tvåårig gymnasieutbildning 0,37 0,40 0,28 0,29 Treårig gymnasieutbildning 0,14 0,13 0,15 0,12 Kortare högskoleutbildning 0,18 0,16 0,26 0,29 Längre högskoleutbildning 0,11 0,09 0,17 0,13 Forskarutbildning 0,003 0,005 0,002 0,01 Jordbruk 0,01 0,02 0,01 0,01 Industri 0,10 0,23 0,08 0,19 Byggnads 0,01 0,07 0,01 0,04 Detaljhandel 0,17 0,21 0,18 0,20 Privat sektor 0,11 0,12 0,09 0,11 Offentlig sektor 0,40 0,15 0,41 0,20 Tidigare pendling 0,11 0,14 0,32 0,37 Tidigare migration 0,09 0,08 0,34 0,37 Barn 0,39 0,09 0,25 0,07 Socialbidrag 0,16 0,11 0,18 0,16

Regionala attribut: Arbetslöshet 0,12 0,13 0,13 0,13 Befolkning i LA 486

823 454 501 321 092 278 778

Ln Tillgänglighet -4,32 -3,87 -2,45 -1,71 Antal observationer:

34

559 42 501 2 496 3 094

Anm.: Individattribut indikeras genom värdet 1 om attributet föreligger och noll om individen inte har detta attribut. Medelvärdet 0,10 betyder till exempel att 10

procent i det aktuella samplet har den egenskap som

variabeln indikerar. Regionala attribut ingår som förklarande variabler vid matchningen när effekterna av rörlighet på inkomster analyseras. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.3 Medelvärden för gifta eller sammanboende

Pendlingsmodell Stannare Pendlare Variabler Kvinnor Män Kvinnor Män

Individuella inkomster (kronor): Bruttoarbetsinkomster 1997 118

559 221 150 93 123 216 212

Bruttoarbetsinkomster 2000

148

277 263 592 142 136 272 680

Bruttoarbetsinkomster 2001

157

150 272 126 151 891 283 849

Bruttoarbetsinkomster 2002

164

172 274 491 160 869 287 431

Bruttoarbetsinkomster 2003

170

233 274 785 167 601 289 084

Övriga individuella attribut (1997): Arbetslös 0,21 0,11 0,39 0,26 Utanför arbetskraften 0,05 0,02 0,04 0,01 Studerande 0,09 0,03 0,16 0,06 Ålder 34,96 36,90 33,63 36,37 Tvåårig gymnasieutbildning 0,42 0,41 0,36 0,37 Treårig gymnasieutbildning 0,13 0,12 0,15 0,11 Kortare högskoleutbildning 0,20 0,16 0,21 0,19 Längre högskoleutbildning 0,13 0,13 0,17 0,18 Forskarutbildning 0,003 0,01 0,005 0,01 Jordbruk 0,01 0,03 0,02 0,03 Industri 0,10 0,27 0,09 0,17 Byggnads 0,01 0,12 0,02 0,13 Detaljhandel 0,15 0,23 0,21 0,26 Privat sektor 0,09 0,13 0,15 0,15 Offentlig sektor 0,53 0,17 0,42 0,22 Tidigare pendling 0,07 0,12 0,40 0,45 Tidigare migration 0,03 0,03 0,19 0,10

Hushållsattribut: Barn 0,93 0,93 0,90 0,91 Småbarn 0,36 0,36 0,44 0,39 Socialbidrag 0,04 0,03 0,04 0,04

Regionala attribut: Arbetslöshet 0,13 0,13 0,13 0,13 Befolkning i LA

373

546 375 540 250 114 247 021

Ln Tillgänglighet -2,81 -2,84 -0,61 -0,70 Antal observationer: 108

259 106 426 3 157 4 913

Anm.: Individattribut indikeras genom värdet 1 om attributet föreligger och noll om individen inte har detta attribut. Medelvärdet 0,10 betyder till exempel att 10

procent i det aktuella samplet har den egenskap som

variabeln indikerar. Regionala attribut ingår som förklarande variabler vid matchningen när effekterna av rörlighet på inkomster analyseras. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.4 Medelvärden för ensamstående

Pendlingsmodell Stannare Pendlare Variabler Kvinnor Män Kvinnor Män

Individuella inkomster (kronor): Bruttoarbetsinkomster 1997 118

632 150 002 93 222 122 621

Bruttoarbetsinkomster 2000

141

705 188 635 142 862 188 293

Bruttoarbetsinkomster 2001

146

240 197 154 149 738 202 588

Bruttoarbetsinkomster 2002

148

266 198 782 152 554 209 021

Bruttoarbetsinkomster 2003

148

248 198 507 153 894 207 508

Övriga individuella attribut (1997): Arbetslös 0,27 0,21 0,46 0,39 Utanför arbetskraften 0,12 0,12 0,04 0,04 Studerande 0,16 0,10 0,34 0,21 Ålder 33,93 33,54 31,42 32,11 Tvåårig gymnasieutbildning 0,37 0,39 0,30 0,37 Treårig gymnasieutbildning 0,14 0,13 0,16 0,13 Kortare högskoleutbildning 0,18 0,16 0,26 0,24 Längre högskoleutbildning 0,11 0,09 0,16 0,11 Forskarutbildning 0,00 0,005 0,001 0,003 Jordbruk 0,01 0,02 0,01 0,02 Industri 0,10 0,24 0,08 0,17 Byggnads 0,01 0,07 0,01 0,09 Detaljhandel 0,17 0,21 0,25 0,24 Privat sektor 0,11 0,12 0,15 0,14 Offentlig sektor 0,40 0,15 0,39 0,22 Tidigare pendling 0,11 0,13 0,43 0,44 Tidigare migration 0,09 0,09 0,33 0,25 Barn 0,38 0,08 0,28 0,08 Socialbidrag 0,16 0,12 0,14 0,12

Regionala attribut: Arbetslöshet 0,12 0,13 0,13 0,13 Befolkning i LA 482

050 451 078 337 046 302 168

Ln Tillgänglighet -4,30 -3,86 -1,94 -1,45 Antal observationer: 35

422 42 992 1 633 2 603

Anm.: Individattribut indikeras genom värdet 1 om attributet föreligger och noll om individen inte har detta attribut. Medelvärdet 0,10 betyder till exempel att 10

procent i det aktuella samplet har den egenskap som

variabeln indikerar. Regionala attribut ingår som förklarande variabler vid matchningen när effekterna av rörlighet på inkomster analyseras. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.5 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst för hushåll 1997-2003 där kvinnans utbildningsnivå motsvarar treårigt gymnasium eller lägre

Kronor Utfallsvariabel Kvinnor Män Hushållet

Mannens utbildning

kort / lång

Mannens utbildning

kort / lång

Mannens utbildning

kort / lång

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

-8

213** / -1 328

(3

707 / 5 830)

-1

923 / 37 713* (4

870 / 22 069)

-10

136 / 36 385 (6

545 / 22 359)

Δy

B

fs

B B

2001–1997

-3

271 / 3 396 (3

882 / 6 237)

-328 / 61

631***

(5

446 / 25 058)

-3

600 / 65 028***

(7

084 / 25 610)

Δy

B

fs

B B

2002–1997

-4

975 / -3 318 (4

184 / 6 794)

1

086 / 58 774*** (5

889 / 22 977)

-3

889 / 55 456***

(7

799 / 23 653)

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

-6

710 / -6 671 (4

321 / 6 596)

333 / 57

147***

(6

352 / 22 884)

-6 377 / 50

476**

(8 270 / 23 095)

Antal hushåll (Flyttare): 63

912 (556) / 15 403 (239)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelse inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.6 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst för hushåll 1997-2003 där kvinnan har examen från universitet eller högskola

Kronor Utfallsvariabel Kvinnor Män Hushållet

Mannens utbildning

kort / lång

Mannens utbildning

kort / lång

Mannens utbildning

kort / lång

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

6

588 / 4 131

(7

223 / 3 989)

-166 / 21

730***

(8

823 / 8 691)

6

423 / 25 861*** (10

939 / 9 612)

Δy

B

fs

B B

2001–1997

12

653 / 3 401 (7

779/ 4 232)

-8

427 / 7 928 (9

404 / 6 216)

4

226 / 11 328 (12

703/ 7 668)

Δy

B

fs

B B

2002–1997

7

378 / 3 587

(7

792 / 4 774)

-2

443 / 14 052** (12

094 / 6 350)

4

935 / 17 639** (14

036/ 8 064)

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

6

015 / 10 131**

(8

323/ 5 066)

-3

947 / 27 407** (11

759/ 6 626)

2

068 / 37 537*** (14

152/ 8 484)

Antal hushåll (Flyttare): 19

200 (251) / 27 376 (865)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelse inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.7 Estimerade effekter av flyttning på bruttoarbetsinkomst för hushåll där både mannen och kvinnan var arbetslösa 1997

Kronor Kvinnor Män Hushållet

Mannens utbildning

Kort / Lång

Mannens utbildning

Kort / Lång

Mannens utbildning

Kort / Lång

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

8

089 (7

418)

11

365 (9

098)

19

395 (12

873)

Δy

B

fs

B B

2001–1997

20

456 (7

629)

2

363 (9

727)

22

820* (13

196)

Δy

B

fs

B B

2002–1997

17 634 (7

863)

1

335 (10

305)

18

970 (13

677)

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

8

973 (4

505)

11 739

(10 807)

20

712 (14

347)

Antal hushåll (Flyttare): 4

394 (188)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelse inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.8 Estimerade effekter av att kvinnan pendlar på bruttoarbetsinkomst 1997-2003 för gifta eller samboende par där mannen var arbetslös

Kronor Kvinnor Män Hushållet

Mannens utbildning

Kort / Lång

Mannens utbildning

Kort / Lång

Mannens utbildning

Kort / Lång

Δy

B

fs

B B

1999–1997

B

16

670***

(3

914)

2

202 (4

067)

18

872***

(5

981)

Δy

B

fs

B B

2000–1997

B

20

234***

(5

009)

4

504 (4

629)

24

738***

(7

454)

Δy

B

fs

B B

2001–1997

B

22

221***

(4

527)

6

454 (5

315)

28

675***

(7

518)

Δy

B

fs

B B

2002–1997

B

23

621***

(4

792)

3

247 (5

301)

26

867***

(7

734)

Δy

B

fs

B B

2003–1997

B

22

883***

(4

801)

-2

183 (5

608)

20

700** (8

109)

Antal hushåll (därav med män som pendlade): 12

910 (464)

Anm.: Estimaten baseras på kärnestimation baserad på normalfördelningen med bandvidd .001 och avser enbart observationer inom ”common support”. Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Standardavvikelse inom parentes. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.9 Sannolikhet för flyttning över gräns för lokal arbetsmarknad 1990-2005 för ensamstående män

Linjär sannolikhetsmodell Variabel 1990–1992 1997–1999 2003–2005

Individ- och hushållsattribut Estimat

* 100

Estimat

* 100 Estimat * 100

Arbetslös

0,95 *

0,86 **

0,32

Studerande 4,39 *** 6,98 *** 6,63 *** Ej i arbetskraften 1,28 * 1,56 ** 1,74 ** Kort gymnasieutbildning -0,51 * -0,16 -0,57 * Lång gymnasieutbildning 1,34 *** 0,77 ** -0,48 Universitetsutbildning 1,58 *** 3,14 *** 1,40 *** Ålder -0,18 *** -0,20 *** -0,24 *** Hemmavarande barn -0,10 -1,45 *** -1,42 *** Socialbidrag 4,70 *** 1,82 *** 3,31 *** Flyttade föregående period 11,13 *** 13,57 *** 12,63 *** Pendlade föregående period 3,67 *** 4,12 *** 4,08 *** Född utomlands 2,19 *** 1,03 *** 0,12

Antal observationer

37

936 41 761

44

786

R

P

2

P

0,06 0,09 0,08

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Modellerna är skattade med indikator för boenderegion 1997 (LA-region) och sektor för anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Lokal arbetsmarknad avser LA 2000. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.10 Sannolikhet för flyttning över gräns för lokal arbetsmarknad 1990-2005 för ensamstående kvinnor

Linjär sannolikhetsmodell Variabel 1990–1992 1997–1999 2003–2005

Individ- och hushållsattribut Estimat * 100 Estimat * 100 Estimat * 100

Arbetslös

1,40 **

0,35

0,12

Studerande 3,22 *** 4,01 *** 4,65 *** Ej i arbetskraften 1,00 0,62 -0,05 Kort gymnasieutbildning -0,20 0,002 -0,87 ** Lång gymnasieutbildning 1,49 *** 1,15 *** -0,53 Universitetsutbildning 1,62 *** 2,80 *** 0,34 Ålder -0,16 *** -0,20 *** -0,27 *** Hemmavarande barn -1,22 *** -2,31 *** -1,65 *** Socialbidrag 2,81 *** 1,68 *** 1,89 *** Flyttade föregående period 9,44 *** 11,52 *** 10,90 *** Pendlade föregående period 4,83 *** 4,44 *** 4,50 *** Född utomlands 0,24 0,59 -0,01

Antal observationer

30

218

33

716 36 283

R

P

2

P

0,05

0,07

0,07

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Modellerna är skattade med indikator för boenderegion 1997 (LA-region) och sektor för anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Lokal arbetsmarknad avser LA 2000. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.11 Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbetsmarknad 1990-2004 för ensamstående män

Linjär sannolikhetsmodell Variabel 1990–1991 1997–1998 2003–2004

Individ- och hushållsattribut Estimat * 100 Estimat * 100 Estimat * 100

Arbetslös

4,69 ***

4,99 *** 6,66 ***

Studerande 3,18 *** 4,26 *** 5,24 *** Ej i arbetskraften. -0,70 2,69 *** 2,71 *** Kort gymnasieutbildning -0,11 0,13 -0,47 Lång gymnasieutbildning 0,60 * 0,69 * -0,33 Universitetsutbildning 0,79 ** 0,88 *** -0,35 Ålder -0,04 ** -0,03 * -0,04 * Hemmavarande barn -0,16 -0,25 -0,35 Socialbidrag 1,58 *** 0,88 ** 1,20 ** Flyttade föregående period 1,95 *** 3,87 *** 6,23 *** Pendlade föregående period 10,92 *** 9,47 *** 10,04 *** Född utomlands 0,75 ** -0,44 0,08

Antal observationer

37

570 41 761

44

786

R

P

2

P

0,06 0,06 0,08

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Modellerna är skattade med indikator för boenderegion 1997 (LA-region) och sektor för anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White).Lokal arbetsmarknad avser LA 2000. Källa: Egna beräkningar.

Tabell B.12 Sannolikhet för pendling över gräns för lokal arbetsmarknad 1990-2004 för ensamstående kvinnor

Linjär sannolikhetsmodell Variabel 1990–1991 1997–1998 2003–2004

Individ- och hushållsattribut Estimat * 100 Estimat * 100 Estimat * 100

Arbetslös

2,89 ***

2,68 *** 3,07 ***

Studerande 3,57 *** 3,48 *** 4,79 *** Ej i arbetskraften. 0,28 2,12 *** 0,77 Kort gymnasieutbildning 0,51 ** 0,30 -0,26 Lång gymnasieutbildning 1,61 *** 1,20 *** -0,26 Universitetsutbildning 1,56 *** 1,69 *** 0,10 Ålder -0,04 ** -0,06 *** -0,02 Hemmavarande barn -0,96 *** -0,41 * -0,39 * Socialbidrag 1,00 *** 0,45 1,16 *** Flyttade föregående period 4,51 *** 5,31 *** 5,28 *** Pendlade föregående period 6,71 *** 8,50 *** 8,07 *** Född utomlands 0,21 0,11 0,39 Antal observationer 29

994

33

716 36 283

R

P

2

P

0,05

0,07

0,06

Anm.: Signifikansnivåer: * 10 procent, ** 5 procent, *** 1 procent. Modellerna är skattade med indikator för boenderegion 1997 (LA-region) och sektor för anställning 1997. Estimat för dessa variabler redovisas inte här. Modellen är skattad med robusta standardfel (Huber-White). Lokal arbetsmarknad avser LA 2000. Källa: Egna beräkningar.

Referenser

Alonso, W. [1964], Location and Land Use, Harvard University

Press, Cambridge, MA. Andersson, R. [1998], “Socio-spatial Dynamics: Ethnic Divisions

of Mobility and Housing in post-Palme Sweden”, Urban Studies, vol 35, sid 397–428. Andersson, R. [1996], “The Geographical and Social Mobility of

Immigrants: Escalator Regions in Sweden from an Ethnic Perspective”, Geografiska Annaler B, vol 78, sid 3–25. Anderstig, C. & Mattsson, L-G. [1991], “An Integrated Model of

Residential and Employment Location in a Metropolitan Region”, Papers in Regional Science, vol 70, sid 167–184. Angrist, J. [1998], “Estimating the Labor Market Impact of

Voluntary Military Service Using Social Security Data on Military Applicants”, Econometrica, vol 66, sid 249–288. Antolin, P. & Bover, O. [1997], “Regional Migration in Spain: The

Effect of Personal Characteristics and of Unemployment, Wage and House Price Differentials Using Pooled Cross-Sections”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol 59, sid 215–235. Aronsson, T., Lundberg, J. & Wikström, M. [2001], “Regional

Income Growth and Net Migration in Sweden 1970–1995”, Regional Studies, vol 35, sid 823–830. Artís, M., Romaní, J. & Suriñach, J. [2000], “Determinants of

Individual Commuting in Catalonia, 1986–91: Theory and Empirical Evidence”, Urban Studies, vol 37, sid 1431–1450. Axelsson, R. & Westerlund, O. [1998], “A Panel Study of

Migration, Self-Selection and Household Real Income”, Journal of Population Economics, vol 11, sid 113–126. Barro, R. J. & Sala-i-Martin, X. [2003], Economic Growth, andra

reviderade upplagan, MIT Press, Cambridge.

Becker, G. S. [1964], Human Capital: A Theoretical Analysis with

Special Reference to Education, Columbia University Press, New York. Bengtsson, T. & Johansson, M. [1992], “The slow-down of internal

migration in post-industrial Sweden”, ERU-särtryck 34, ERU, Östersund. Bentivogli, C. & Pagano, P. [1999], “Regional Disparities and

Labour Mobility: the Euro-11 versus the USA”, Labour, vol 12, sid 737–760.

T

Bergström, V. & Boije, R. [2005], “Penningpolitik och arbets-

löshet”, Penning- och valutapolitik, 2005:4, Riksbanken, Stockholm. Björklund, A., Holmlund, B., Edin, P-A. & Wadensjö, E. [2006]

T

,

Arbetsmarknaden, SNS Förlag, Stockholm.

T

Blanchard, O. J. & Katz, L. F. [1992], “Regional Evolution”,

Brookings Papers on Economic Activity, vol 1992,

T

sid

T

1–61.

Borjas, G. J. [2001], “Does Immigration Grease the Wheels of the

Labor Market”, Brookings Paper on Economic Activity, vol 1, sid 69–119. Braun, J. [1993], Essays on Economic Growth and Migration,

doktorsavhandling, Harvard University. Böckerman, P., Hämäläinen, K. & Maliranta, M. [2004], “Sources

of Job and Worker Flows: Evidence from a Panel of Regions”, Labour, vol 18, sid 105–129. Cameron, G. & Muellbauer, J. [1998], “The Housing Market and

Regional Commuting and Migration Choices”, Scottish Journal of Political Economics, vol 45, sid 420–446. Carlsen, F. [2005], “Migration Plans, Local Fiscal Variables, and

Local Economic Conditions”, Finanzarchiv, vol 61, sid 154–177. Carlsen, F. & Johansen, K. [2004], “Subjective measures of

employment opportunities and interregional migration”, Labour, vol 18, sid 563–589. Carlsen, F., Johansen K. & Røed, K [2006], “Wage Formation,

Regional Migration and Local Labour Market Tightness”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol 68, sid 423–444. Carlsson, F., Johansson, M., Persson, L. O. & Tegsjö, B. [1991],

“Lokala arbetsmarknader och förvärvsregioner: Nya geografiska indelningar för regionala analyser”, Information om arbetsmarknaden 1991:7, Statistiska centralbyrån (SCB), Örebro. Carrington, W. J., Detragiache, E. & Vishwanath, T. [1996],

“Migration with Endogenous Moving Costs”, American Economic Review, vol 86, sid 909–930.

Cebula, R. J. & Alexander, G. M. [2006], “Determinants of Net

Interstate Migration 2000–2004”, Journal of Regional Analysis & Policy, vol 36, sid 116–123. Clark, D. E., Herrin, W. E., Knapp, T. A. & White, N. E. [2006],

“Incomplete Compensation and Migration Behavior: Has Anything Changed Between 1990 and 2000?”, Journal of Regional Analysis & Policy, vol 36, sid 140–152. Clark, D. E. & Hunter, W. J. [1992], “The Impact of Economic

Opportunity, Amenities and Fiscal Factors on Age-Specific Migration Rates”, Journal of Regional Science, vol 32, sid 349-365. Cobb-Clark, D. A. & Crossley, T. [2003], “Econometrics for

Evaluations: An Introduction to Recent Developments”, The Economic Record, vol. 79, sid 491–511. Cooke, T. J. [2003], “Family Migration and the Relative Earnings

of Husbands and Wives”, Annals of the Association of American Geographer, vol 93, sid 338–349. Costa, D. L. & Kahn, M. E. [2000], “Power Couples: Changes in

the Locational Choice of the College Educated, 1940–1990”, The Quarterly Journal of Economics, vol 115, sid 1287–1315. Davies, P. S., Greenwood, M. J. & Li, H. [2001], “A Conditional

Logit Approach to U.S. State-to-State Migration”, Journal of Regional Science, vol 41, sid 337–360. Dahlberg, Å. & Holmlund, B. [1978], “The Interaction of

Migration, Income, and Employment in Sweden”, Demography, vol 15, sid 259–266. Decressin, J. W. [1994], “

H

Internal Migration in West Germany and

Implications for East–West Salary Convergence”,

H

Weltwirt-

schaftliches Archiv

T

, vol 130, sid 231–257.

Decressin, J. & Fatás, A. [1995], “Regional Labor Market

Dynamics in Europe”, European Economic Review, vol 39, sid 1627–1655.

T

Dilling

TT

-

TT

Hansen

TT

, M. & Smith, V. [1996], “

T

Regional mobilitet i

Danmark”,

T

National

T

ø

T

konomisk Tidsskrift, vol 134, sid 257-271.

T

Duranton, G. & Puga, D. [2004], “Micro-Foundations of Urban

Agglomeration Economies”, i Henderson, J.V. & Thisse, J-F. (red), Handbook of Urban and Regional Economics, vol 14, Geography and Cities, North-Holland, Amsterdam. Durlauf, S. N., Johnson, P A. & Temple, J. R. W. [2005], “Growth

Econometrics”, i Aghion, P. & Durlauf, S. N. (red), Handbook of Economic Growth, Elsevier, Amsterdam.

Edin, P-A., Heiborn, M. & Nilsson, C. [1998], “Inter-regional

Migration in Sweden”, i Heiborn, M., Essays on Demographic Factors and Housing Markets, doktorsavhandling, Nationalekonomiska institutionen, Uppsala Universitet. Edin, P-A. & Holmlund, B. [1994], Arbetslösheten och arbets-

marknadens funktionssätt, Bilaga 8 till Långtidsutredningen 1994, Fritzes, Stockholm. Edin, P-A., LaLonde, R. J. & Åslund, O. [2000], “Emigration of

Immigrants and Measures of Immigrant Assimilation: Evidence from Sweden”, Swedish Economic Policy Review, vol 7, sid 163-204.

T

Eichler

TT

, M. &

TT

Lechner

TT

, M. [2002], “An Evaluation of Public

Employment Programmes in the East German State of Sachsen-Anhalt”, Labour Economics, vol 9, sid 143–186. Ekberg, J. [1999], “Immigration and the Public Sector. Income

Effects for the Native Population in Sweden”, Journal of Population Economics, vol 12, sid 411–430. Ekberg, J. & Hammarstedt, M. [2002], “20 år med allt sämre

arbetsmarknadsintegrering för invandrare”, Ekonomisk Debatt, årg 30, nr 4, sid 343–353. Elhorst, J. P. [2003], “The Mystery of Regional Unemployment

Differentials – Theoretical and Empirical Explanations”, Journal of Economic Surveys, vol 17, sid 709–748. Eliasson, K. [2006], College Choice and Earnings Among University

Graduates in Sweden, doktorsavhandling, Institutionen för Nationalekonomi, Umeå universitet. Eliasson, K. [1998], “Flyttningar och regional omvandling i

Mittsverige”, SIR-rapport 105, Fritzes, Stockholm. Eliasson, K. & Westerlund, O. [2003], “Regionala tillväxt-

indikatorer: Teoretiska aspekter, begrepp och empiriska illustrationer”, Rapport A2003:004, Institutet för tillväxtpolitiska studier (ITPS), Stockholm. Eliasson, K., Lindgren, U. & Westerlund, O. [2003], “Geographical

Labour Mobility: Migration or Commuting?”, Regional Studies, vol 37, sid 827–873. Evers, G. H. M. & Van der Veen, A. [1985], “A Simultaneous

Non-linear Model for Labour Migration and Commuting”, Regional Studies, vol 19, sid 217–229. Faini, R. I., Galli, G., Gennari, P. & Rossi, F. [1997], “An

Empirical Puzzle: Falling Migration and Growing Unemployment Differentials Among Italian Regions”, European Economic Review, vol 41, sid 571–579.

Fischer, P. A. & Malmberg, G. [2001], “Settled People Don’t

Move: On life Course and (Im-)Mobility in Sweden”, International Journal of Population Geography, vol 7, sid 357-371. Fredriksson, P. [1997],

T

Education, Migration and Active Labor

Market Policy, doktorsavhandling, Nationalekonomiska Institutionen, Uppsala universitet.

T

Fredriksson, P. [1999], “The Dynamics of Regional Labor Markets

and Active Labor Market Policy: Swedish Evidence”, Oxford Economic Papers, vol 51, sid 623–648. Fredriksson, P. & Topel, R. H. [2006], “Förändrade förut-

sättningar för svensk lönebildning”, i Freeman, R., Swedenborg, B., & Topel, R. H. (red), Att reformera välfärdsstaten – Amerikanskt perspektiv på den svenska välfärdsstaten, SNS Förlag. Friberg, T. [2004], “Persontransporternas ’vita fläckar’ – Om

arbetspendling med kollektivtrafik ur ett jämställdhetsperspektiv”. Centrum för kommunstrategiska studier, Linköpings universitet. Fujita, M. [1988], “A Monopolistic Competition Model of Spatial

Agglomeration: A Differentiated Product Approach”, Regional Science and Urban Economics, vol 18, sid 87–124. Fujita, M. [1986], “Urban Land Use Theory”, i Arnott, R. (red),

Location Theory, Harwood Academic Publishers, London.

T

Fujita, M. & Krugman, P. [1995], “When is the Economy

Monocentric?: von Thünen and Chamberlin Unified”, Regional Science and Urban Economics, vol 25, sid 505–528.

T

Fujita, M. & Ogawa, H. [1982], “Multiple Equilibria and Structural

Transition of Non-Monocentric Urban Configurations”, Regional Science and Urban Economics, vol 12, sid 161–196.

T

T

Furceri, D. [2006], “

T

Does Labour Respond to Cyclical

Fluctuations? The Case of Italy”,

T

Applied Economics Letters,

vol 13,135–139.

TT

Gabriel, P. E. & Schmitz, S. [1995], “Favorable Self-Selection and

the Internal Migration of Young White Males in the United States”, The Journal of Human Resources, vol 30, sid 461–471. Gallup, J. L. [1997],”Theories of Migration”, Development

Discussion Paper, no 569, Harvard Institute for International Development, Harvard University, Cambridge.

Garvill, J., Lundholm, E., Malmberg, G. & Westin, K. [2004],

“Forced or free movers? The motives, voluntariness and selectivity of interregional migration in the Nordic countries”,

T

Population, Space and Place

T

, vol 10, sid 59–72.

Green, A. E. [1997], “A Question of Compromise? Case Study

Evidence on the Location and Mobility Strategies of Dual Career Households”, Regional Studies, vol 31, sid 641–657. Greene, W. H. [2003], Econometric analysis, Prentice-Hall, New

Jersey. Greenwood, M. J. [1997], “Internal Migration in Developed

Countries”, i Rosenweig, M. R. & Stark, O. (red), Handbook of Population and Family Economics, Elsevier Science B V, Amsterdam. Greenwood, M. J. [1985], “Human Migration: Theory, Models,

and Empirical Studies”, Journal of Regional Science, vol 25, sid 521–544. Greenwood, M. J. & Hunt, G. L. [1984], “Migration and

Interregional Employment Redistribution in the United States”, American Economic Review, vol 74, sid 957–969. Greenwood, M. J., Hunt, G. L., Rickman, D. S. &

Treyz, G. [1991], “Migration, Regional Equilibrium and the Estimation of Compensating Differentials”, American Economic Review, vol 81, sid 1382–1390. Hamilton, B. W. [1982], “Wasteful commuting”, Journal of

Political Economy, vol 90, sid 1035–1053. Hanes, N. [2007], “Regionförstoring och ekonomisk tillväxt”,

under publicering, Institutet för tillväxtpolitiska studier (ITPS), Östersund. Hazans, M. [2004], “Does Commuting Reduce Wage Disparities?”,

Growth and Change, vol 35, sid 360–390. Henderson, J. V. [1974], “The Sizes and Types of Cities”,

The American Economic Review, vol 64, sid 640–656. Henderson, J. V. & Thisse, J-F. [2004], Handbook of Urban and

Regional Economics, vol 14, Geography and Cities, Amsterdam, North-Holland, 2004.

T

Herzog, H. W., Schlottmann, A. M. & Boehm, T. P [1993],

“

T

Migration as Spatial Job-Search: A Survey of Empirical Findings”,

T

Regional Studies, vol

T

27, sid 327–340.

Hofmeister, H. [2006], “Literature on Job Mobility in the United

States, State-of-the-Art of Mobility Research”, chapter 9, Job Mobilities Working Paper 2006:01, Europeiska kommissionen.

Holmlund, B. [2003], “The Rise and Fall of Swedish

Unemployment”, Working Paper 2003:13, Nationalekonomiska Institutionen, Uppsala Universitet, Uppsala. Holmlund, B. [1984], “Labor Mobility: Studies of Labor Turnover

and Migration in the Swedish Labor Market”, Industriens utredningsinstitut (IUI), Stockholm. Holzer, H. J., Ihlandfeldt, K. R. & Sjoquist, D. L. [1994], “Work,

Search and Travel among White and Black Youth”, Journal of Urban Economics, vol 35, sid 320–345.

T

Huber, P. [2004], “Inter-Regional Mobility in Europe: a Note on

the Cross-Country Evidence”, Applied Economics Letters, vol 11, sid 619–624. Hughes, G., McCormick, B. [1994], “Did Migration in the 1980s

Narrow the North-South Divide?”, Economica, vol 61, sid 509-527. Hämäläinen, K. & Böckerman, P. [2004], “Regional Labor Market

Dynamics, Housing and Migration”, Journal of Regional Science, vol 44, sid 543–568. ITPS [2005], “Regionernas tillstånd 2005: En rapport om tillväxtens förutsättningar i svenska regioner”, A2005:018, Institutet för Tillväxtpolitiska Studier, Östersund. Jackman, R. & Savouri, S. [1992], “Regional Migration in Britain:

an Analysis of Gross Flows using NHS Central Register Data”, Economic Journal, vol 102, sid 1433–1450. Jacobsen, J. P. & Levin, L. M. [2000], “The Effects of Internal

Migration on the Relative Economic Status of Women and Men”, Journal of Socio-Economics, vol 29, sid 291–304. Jaeger, D., Bonin, H., Falk, A., Dohmen, T., Huffman, D. &

Sunde, U. [2007], “Direct Evidence on Risk Attitudes and Migration”, IZA Discussion Paper 2655. Jimeno, J. F. & Bentolila, S. [1998], “Regional Unemployment

Persistence (Spain, 1976–1994)”, Labour Economics, vol 5, sid 25–51. Johansson, S., Lundborg, P. & Zetterberg, J. [1999], “Massarbets-

löshetens karaktär och vägarna till full sysselsättning”, Fackföreningarnas institut för ekonomisk forskning (FIEF), Stockholm. Johansson, M., Nygren, O. & Wictorin, B. [2004], “Boendeflyttare

och jobbflyttare- orsaker och drivkrafter till nya flyttmönster i det postindustriella samhället”, Arbetsrapport R 2004:010, Institutet för tillväxtpolitiska studier (ITPS).

Johansson, M. & Persson, L O. [1994], “Regioner för genera-

tioner”, Allmänna förlaget, Stockholm. Johansson, B., Strömquist, U. & Åberg, P. [1998], “Regioner,

handel och tillväxt: Marknadskunskap för Stockholmsregionen”, Rapport 6, Regionplane- och trafikkontoret, Stockholm. Johnes, G. & Hyclak, T. [1994], “House Prices, Migration and

Regional Labor Markets”, Journal of Housing Economics, vol 3, sid 312–329. Kain, J. F. [1992], “Spatial Mismatch Hypothesis: Three Decades

Later”, Housing Policy Debate, vol 3, sid 371–460. Kangasharju, A. & Pekkala, S. [2004], “Increasing Regional

Disparities in the 1990’s: The Finnish Experience”, Regional Studies, vol 38, sid 255–267. Konjunkturinstitutet [2006], Lönebildningsrapport 2006,

Konjunkturinstitutet, Stockholm. Konjunkturinstitutet [2004], Lönebildningsrapport 2004,

Konjunkturinstitutet, Stockholm. Kullenberg, J & Persson, L. O. [1997], “Tänjbara räckvidder:

Lokala arbetsmarknader i förändring”, SIR-rapport 101, Fritzes, Stockholm. Lin, G. & Xie, Y. [1998], “The Loglinear Modeling of Interstate

Migration: Some Additional Considerations”, American Sociological Review, vol 63, sid 900–907.

T

Lucas, R. & Rossi-Hansberg, E. [2002], “On the Internal Structure

of Cities”, Econometrica, vol 70, sid 1445–1476.

T

Lundberg, J. [2003], “On the Determinants of Average Income

Growth and Net Migration at the Municipal Level in Sweden”, The Review of Regional Studies, vol. 33, sid 229–253. Lundberg, J. [2006], “Using Spatial Econometrics to Analyse Local

Growth in Sweden”, Regional Studies, vol.40, sid 303–316. Lundberg, S. J. & Pollak, R. A. [2001], “Efficiency in Marriage”,

NBER Working Paper 8642, National Bureau of Economic Research, Cambridge. Lundberg, S. J. & Pollak, R. A [1996], “Bargaining and Distri-

bution in Marriage”, Journal of Economic Perspectives, vol 10, sid 139–158.

T

Lundborg, P. [1991a], “D

T

eterminants of Migration in the Nordic

Labor Market”, The Scandinavian Journal of Economics, vol 93, sid 363–375. Lundborg, P. [1991b], “An Interpretation of the Effects of Age on

Migration: Nordic Migrants' Choice of settlement in Sweden”, Southern Economic Journal, vol 58, sid 392–405.

Lundh, C. [2005], Invandringen till Sverige, SNS Förlag,

Stockholm. Lundh, C. [2006], “Arbetskraftens rörlighet och arbetsmarknadens

institutioner i Sverige 1850–2005”, i Rauhut, D. & Falkenhall, B. (red), Arbetsrätt, rörlighet och tillväxt, Institutet för tillväxtpolitiska studier (ITPS), Östersund. Lundholm, E. [2007], “Are Movers Still the Same? Characteristics

of Interregional Migrants in Sweden 1970–2001”, Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie, under publicering Lundholm, E., Garvill, J., Malmberg, G. & Westin, K. [2004],

“Forced or Free Movers? The Motives, Voluntariness and Selectivity of Interregional Migration in Nordic Countries”, Population, Space and Place, vol 10, sid 59–72. Madden, J. F. [1981], “Why Women Work Closer to Home”,

Urban Studies, vol 18, sid 181–194. Manning, A. [2003], “The Real Thin Theory: Monopsony in

Modern Labour Markets”, Labour Economics, vol 10, sid 105-131. Mattsson, L-G. [1984], “Equivalence between Welfare and Entropy

Approaches to Residential Location”, Regional Science and Urban Economics, vol 14, sid 147–174. McCormick, B. [1997], “Regional Unemployment and Labor

Mobility in the UK”, European Economic Rewiew, vol 41, sid 581–589. Mills, E. [1972], Studies in the Structure of the Urban Economy,

Johns Hopkins University Press, Baltimore, MD. Mincer, J. [1978], “Family Migration Decisions”, Journal of

Political Economy, vol 86, sid 749–773. Munch, J. R. [2003], “Har kommunal skat og service betydning for

flyttemonstrene?”,

T

Nationaløkonomisk Tidsskrift, vol 141,

sid 53-67.

T

Muth, R. F. [1969], Cities and Housing, University of Chicago,

Chicago. Mäki-Arvela, P. [2003], “Regional Evolutions in Finland: Panel

Data Results of a VAR approach to Labor Market Dynamics”. Regional Studies, vol 37, sid 423–443. Nakosteen, R. A. & Westerlund, O. [2004], “The Effects of

Regional Migration on Gross Income of Labor in Sweden”, Papers in Regional Science, vol 83, sid 581–595. Niedomysl, T. [2006], Migration and Place Attractiveness,

doktorsavhandling, Kulturgeografiska institutionen, Uppsala universitet.

Nilsson, C. [1995], “Den interregionala omflyttningen i Sverige:

Konsekvenser av arbetsmarknadsläge, arbetsmarknadspolitik och regionala levnadsomkostnader”, EFA-rapport 33, Arbetsmarknadsdepartementet, Stockholm. Nilsson, C. [1989], “Lönepolitik och regional balans”, Forsknings-

rapport nr 28, Fackföreningsrörelsens institut för ekonomisk forskning (FIEF), Stockholm.

T

Nilsson, K. [2001], “Migration, Gender and the Household

Structure: Changes in Earnings Among Young Adults in Sweden”,

TT

Regional Studies

TT

, vol 35,

T

sid

T

499–511.

Nivalainen, S., [2004], “Determinants of Family Migration: Short

Moves vs. Long Moves”, Journal of Population Economics, vol 17, sid 157–175. Nivalainen, S., [2005], “Interregional Migration and Post Move

Employment in Two–Earner Families: Evidence from Finland”, Regional Studies, vol 39, sid 891–907. NUTEK [2005], Årsbok 2005: Nya företag, växande företag, starka

regioner, NUTEK, Stockholm. Obstfeld, M. & Peri, G. [1998], “

T

Regional Non-Adjustment and

Fiscal Policy”,

TT

Economic Policy

T

, vol 13, sid 205–259.

OECD [2005], Employment Outlook, OECD, Paris. OECD [2000], Employment Outlook, OECD, Paris. OECD [1990], Employment Outlook, OECD, Paris. Olsson, M. [2002], Studies of Commuting and Labour Market

Integration, doktorsavhandling, Nationalekonomiska Institutionen, Internationella handelshögskolan i Jönköping. Pandit, K. [1997], “Cohort And Period Effects In U.S. Migration:

How Demographic and Economic Cycles Influence the Migration Schedule”, Annals of the Association of American Geographers, vol 87, sid 439–450. Partridge, M. D. & Rickman, D. S. [2006], “Fluctuations in

Aggregate U.S. Migration Flows and Regional Labor Market Flexibility”, Southern Economic Journal, vol 72, sid 958-980. Pekkala, S. [2003], “Migration Flows in Finland: Regional

Differences in Migration Determinants and Migrant Types”, International Regional Science Review, vol 26, sid 466–482. Pekkala, S. [2002], “Migration and Individual Earnings in Finland:

A Regional Perspective”, Regional Studies, vol 31, sid 13–24. Pekkala, S. & Kangasharju, A. [2002], “Regional Labour Market

Adjustment: Are Positive and Negative Shocks Different?”, Labour, vol 16, sid 267–286.

Pekkala, S. & Tervo, H. [2002], “Unemployment and Migration:

Does Moving Help?”, Scandinavian Journal of Economics, vol 104, sid 621–639. Persson, J. [1997], “Convergence across the Swedish Counties,

1911–1993”, European Economic Review, vol 41, sid 1835–1852. Pissarides, C. A. & McMaster, I. [1990], “Regional Migration,

Wages and Employment: Empirical Evidence and Implications for Policy”, Oxford Economic Papers, vol 42, sid 812–832. Pissarides, C. A. & Wadsworth, J. [1989], “Unemployment and the

Inter-Regional Mobility of Labor”, Economic Journal, vol 99, sid 739–755. Plaut, P. O. [2006], “The intra-household choices regarding

commuting and housing”, Transportation Research Part A, vol 40, sid 561–571.

T

Puhani, P. A. [2001], “

T

Labour Mobility: An Adjustment

Mechanism in Euroland? Empirical Evidence for Western Germany, France and Italy

T

”, German Economic Review, vol

T

2,

sid 127–140. Ritsilä, J. & Ovaskainen, M. [2001], “Migration and Regional

Centralization of Human Capital”, Applied Economics, vol 33, sid 317–325. Rogerson, R., Shimer, R. & Wright, R. [2005], “Search-Theoretic

Models of the Labour Market: A Survey”, Journal of Economic Literature, vol 43, sid 959–988. Rooth, D-O. [1999], Refugee Immigrants in Sweden. Educational

Investment and Labour Market Integration, doktorsavhandling, Nationalekonomiska institutionen, Lunds universitet. Rosenbaum, P. & Rubin, D. [1983], “The Central Role of the

Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects”, Biometrika, vol 70, sid 41–55. Rouwendal, J. [2004], “Search Theory and Commuting Behavior”,

Growth and Change, vol 35, sid 391–418. SCB [2007a], Tabeller över Sveriges befolkning 2006, Statistiska

centralbyrån (SCB), Örebro. SCB [2007b], “Sysselsättningen i kommuner och län 2005”, AM 32

SM 0701, Statistiska centralbyrån (SCB), Örebro. SCB [2001], “Tidseriebrott i utbildningsregistret”, stencil, Statistiska centralbyrån (SCB), Örebro. SIKA [2002], RES 2001 - Den nationella reseundersökningen,

Statens institut för kommunikationsanalys (SIKA) och Statistiska centralbyrån (SCB), Stockholm.

Schultz, T. W. [1960], “Capital Formation by Education”, Journal

of Political Economy, vol 68, sid 571–583. Shields, G. M. & Shields, M. P. [1989], “The Emergence of

Migration Theory and Suggested New Direction”, Journal of Economic Surveys, vol 3, sid 277–302. Simpson, W. & van der Veen, A. [1992], “The Economics of

Commuting and the Urban Labour Market”, Journal of Economic Surveys, vol 6, sid 45–62. Sjaastad, L. A. [1962], “The Costs and Returns of Human

Migration”, The Journal of Political Economy, vol 79, sid 80–93. Skedinger, P. [1993], “Hur fungerar de regionala arbetsmark-

naderna?”, Working Paper Nr 390, Industriens utredningsinstitut (IUI), Stockholm. Skedinger, P. [1991], “Varför består de regionala skillnaderna i

arbetslöshet?”, Ekonomisk debatt, årg 19, nr 7, sid 573–584. Skedinger, P. & McCormick, B. [1991], “Why do Regional

Unemployment Differentials Persist?”, i Skedinger, P., Essays on Wage Formation, Employment, and Unemployment, doktorsavhandling, Nationalekonomiska institutionen, Uppsala universitet. Smith, J. & Todd, P. [2005], “Does Matching Overcome

LaLonde’s Critique of Nonexperimental Estimators?”, Journal of Econometrics, vol 125, sid 305–353. Smits, J. [2001], “Career Migration, Self-Selection and the Earnings

of Married Men and Women in the Netherlands, 1981–93”, Urban Studies, vol 38, sid 541–562. SOU 2004:34, Regional utveckling - utsikter till 2020. Bilaga 3 till

Långtidsutredningen 2003/04, Fritzes offentliga publikationer, Stockholm. Spiezia, V. [2003], “Measuring regional economies”, Statistics

Brief, No.6, OECD, Paris. Stambøl, L. S., Stølen, N. M. & Åvitsland, T. [1998],”Regional

Analyses of Labour Markets and Demography – A Model Based Norwegian Example”, Papers in Regional Science, vol 77, sid 37-62. Starrett, D. [1978], “Market Allocations of Location Choice in a

Model with Free Mobility”, Journal of Economic Theory, vol 9, sid 418–448. Stjernström, O. [1998],

T

Flytta nära, långt bort. De sociala

nätverkens betydelse för val av bostadsort, doktorsavhandling,

T

Kulturgeografiska institutionen, Umeå universitet.

Stock, J. H. & Watson, M. W. [2003], Introduction to Econometrics,

Addison Wesley, Pearson Education. Storrie, D. & Nättorp, B. [1997], “Starthjälp: Geografisk rörlighet

1978–1995 och en utvärdering av starthjälpen”, Rapport nr 49, Expertgruppen för arbetsmarknadspolitiska utvärderingsstudier (EFA), Arbetsmarknadsdepartementet, Stockholm. Sveriges Riksbank [2002], Inflationsrapport, 2002:3, sid 50–54,

Sveriges Riksbank, Stockholm. Tervo, H. [2000a], “Migration and Labour Market Adjustment:

Empirical Evidence from Finland 1985–1990”, International Review of Applied Economics, vol 14, sid 343–360. Tervo, H. [2000b], “Post-Migratory Employment Prospects:

Evidence from Finland”, Labour, vol 14, sid 331–350. Treyz, G. I., Rickman, D. S., Hunt, G. L. &

Greenwood, M. J. [1993], “The Dynamics of U.S. Internal Migration”, Review of Economics and Statistics, vol 75, sid 209-214. van Ommeren, J., Rietveld, P. & Nijkamp, P. [2000], “Job

Mobility, Residential Mobility and Commuting: A Theoretical Analysis Using Search Theory”, The Annals of Regional Science, vol 34, sid 213–232. van Ommeren, J., Rietveld, P. & Nijkamp, P. [1999], “Job Moving,

Residential Moving, and Commuting: A Search Perspective”, Journal of Urban Economics, vol 46, sid 230–253. van Ommeren, J., Rietveld, P. & Nijkamp, P. [1998], “Spatial

Moving Behaviour of Two-Earner Households”, Journal of Regional Science, vol 38, sid 23–41. van Ommeren, J., van den Berg, G. J. & Gorter, C. [2000],

“Estimating the Marginal Willingness to Pay for Commuting”, Journal of Regional Science, vol 40, sid 541–563. van Ommeren, J., van der Vlist, A. & Nijkamp, P. [2006],

“Transport-Related Fringe Benefits: Implications for Moving and the Journey to work”, Journal of Regional Science, vol 46, sid 493–506. Vilhelmson, B. & Thulin, E. [2001], “Is Regular Work at Fixed

Places Fading away? The Development of ICT-based and Travel-based Modes of Work in Sweden”, Environment and Planning, vol 33, sid 1015–1029. Wadensjö, E. [1973], Immigration och samhällsekonomi, doktors-

avhandling, Nationalekonomiska institutionen, Lunds universitet.

Wasmer, E. & Zenou, Y. [2006], “Equilibrium Search Unemploy-

ment with Explicit Spatial Frictions”, Labour Economics, vol 13, sid 143–165. Wasmer, E., Fredriksson, P., Lamo, A., Messina, J. &

Peri, G. [2006], “The Macroeconomics of Education in Europe”, i Brunello, G & Wasmer, E. (red), Education and Training in Europe, forthcoming, Oxford University Press, Oxford. Wheaton, W. C. [1974], “Linear Programming and Locational

Equilibrium: The Herbert-Stevens Model Revisited”, Journal of Urban Economics, vol 1, sid 278– 287. Westerlund, O. [1998], “Internal Gross Migration in Sweden – the

Effects of Mobility Grants and Regional Labour Market Conditions”, Labour, vol 12, sid 363–388. Westerlund, O. [1997], “Employment Opportunities, Wages and

Interregional Migration in Sweden 1970–1989”, Journal of Regional Science, vol 37, sid 55–73. White, M. J. [1986], “Sex Differences in Urban Commuting

Patterns”,

HTTT

American Economic Review

TTH

, vol

H

76, sid

TTH

368–372.

T

Widerstedt, B. [1998], Moving or Staying? Job Mobility as a Sorting

Process, doktorsavhandling, Institutionen för nationalekonomi, Umeå universitet. Wikhall, M. [2001], Universiteten och kompetenslandskapet. Effekter

av den högre utbildningens tillväxt och regionala spridning i Sverige, doktorsavhandling, Institutionen för kulturgeografi och ekonomisk geografi, Lunds Universitet. Yankow, J. J. [2003], “Migration, Job Change, and Wage Growth:

A New Perspective on the Pecuniary Return to Geographic Mobility”, Journal of Regional Science, vol 43, sid 483–516. Åslund, O. [2004], “Now and forever? Initial and Subsequent

Location Choices of Immigrants”, Regional Science and Urban Economics, vol 35, sid 141–165. Åslund, O., Östh, J. & Zenou, Y. [2006], “How Important is

Access to Jobs? Old Question – Improved Answers”, Working Paper 2006:1, Institutet för arbetsmarknadspolitisk utvärdering (IFAU), Uppsala. Åström, J. & Westerlund, O. [2006], “Sex and Migration: Who is

the Tied Mover?”, Umeå universitet, mimeo. Öhman, M. & Lindgren, U. [2003], “Who is the Long-Distance

Commuter? – Patterns and Driving Forces in Sweden”, Cyber Geo: European Journal of Geography, Nr 243, 01/08/2003.

T

Östbye, S. & Westerlund, O. [2007], “Is Migration Important for

Regional Convergence? Comparative Evidence for Norwegian and Swedish Counties, 1980–2000”, Regional Studies, under publicering.

Bilagor till Långtidsutredningen 2008

Följande bilagor till Långtidsutredningen 2008 är beslutade och kommer att publiceras under 2007 och 2008.

För närmare information, se www.finans.regeringen.se/lu2008

Nr Titel Författare 1 Sveriges ekonomi – utsikter till 2030 (

prel. titel)

Martin Hill, Finansdepartementet & Thomas Pettersson, Finansdepartementet

2 Plats för tillväxt? Joakim Gullstrand, Lunds univ. och SLI & Cecilia Hammarlund, SLI

3 Flyttning och pendling i Sverige Kent Eliasson, ITPS, Olle Westerlund, Umeå universitet & Johanna Åström, Umeå universitet 4 Globalt perspektiv på offentliga tjänster (

prel. titel)

Statskontoret

5 Finansiella sektorns betydelse för svensk ekonomi (

prel. titel)

Niclas Alsén, Finansdepartementet

6 Näringslivets produktivitetsutveckling och arbetskraftens sammansättning ( prel. titel)

Konjunkturinstitutet

7 Globalisering, strukturomvandling och sysselsättningsdynamik (

prel. titel)

ITPS

8 Individers val av utbildning (

prel. titel) Nikolay Angelov, Uppsala universitet,

Per Johansson, IFAU & Louise Kennerberg, IFAU