SOU 2010:85

Vem arbetar efter 65 års ålder?

Sammanfattning

Sveriges åldrande befolkning medför att färre förvärvsarbetande ska försörja fler äldre, och att kostnaderna för vård och omsorg av äldre ökar. För finansieringen av den framtida vården och omsorgen är valet av pensionsålder och möjligheterna att stimulera de äldre att förvärvsarbeta något även efter pensioneringen viktiga frågor. Pensionsåldern och deltidsarbete senare i livet har också stor betydelse för de äldres inkomststandard. Vårt pensionssystem är konstruerat så att pensionsåldern måste höjas parallellt med att den genomsnittliga livslängden ökar om inte kompensationsgraden ska minska. Sociala rådet har därför tagit initiativ till denna studie av de äldres förvärvsarbete.

Sedan lågkonjunkturen under mitten av 1990-talet har antalet sysselsatta ökat i Sverige. Det gäller i synnerhet den äldre arbetskraften. Mellan 2006 och 2009 ökade antalet sysselsatta i åldrarna 65–74, trots finanskris och lågkonjunktur, från ca 75 000 till 120 000 personer. Den ökningen beror både på att antalet äldre ökat och att sysselsättningsintensiteten ökat för både män och kvinnor (från ca 14 till 18 procent för män och från ca 7 till 9 procent för kvinnor). Hur ska man förklara denna ökning under de senaste åren, mot bakgrund av att vi tidigare varit vana att se en ökande benägenhet att gå tidigt i pension?

Bidragande till förklaringen är att utbildningsnivån successivt ökat och att de födelsekohorter som uppnått pensionsålder haft en allt bättre hälsa. Ju högre utbildning och ju bättre hälsa, desto större är sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta. Till förklaringarna av den ökade sysselsättningsintensiteten hör också reformeringen av pensionssystemet. Det nya pensionssystemet har gjort det fördelaktigt att senarelägga pensionen, och har troligen också medfört en ökad medvetenhet om att de framtida pensionerna kanske inte blir så höga som förväntat, om man inte går i pension senare än vad som hittills varit brukligt. Även den utbuds-

stimulerande politiken med bl.a. jobbskatteavdragen bör ha bidragit till den ökade sysselsättningen bland de äldre.

I ett internationellt perspektiv är de svenska förvärvsfrekvenserna efter 65 års ålder höga. Av de undersökta elva europeiska länderna är det endast Danmark och Schweiz som kommer upp i ungefär samma nivå. I Sydeuropa är nivåerna betydligt lägre. I flera avseenden har vi i Sverige kommit längre i den anpassning som en åldrande befolkning kräver, jämfört med många andra länder, vilka dessutom har en besvärligare demografisk situation än Sverige. Är det då rimligt att tro att vi i Sverige ska kunna förvänta oss ännu högre förvärvsfrekvenser? Ja, det är inte omöjligt. Denna studie har bl.a. visat att det är fler män än kvinnor som förvärvsarbetar efter 65 års ålder, men den genomsnittliga utbildningsnivån ökar snabbare för kvinnor än för män, och skillnaderna mellan kvinnors och mäns yrkeskarriärer minskar alltmer. Det är därför rimligt att tro att antalet äldre kvinnor som förvärvsarbetar kommer att öka snabbare än antalet äldre män. Kvinnorna utgör i detta avseende fortfarande en outnyttjad arbetskraftsresurs.

Vilka är det då som redan nu arbetar efter 65 års ålder? Det är inte de som lämnat arbetsmarknaden före eller vid 65 års ålder. Andelen som lämnar arbetsmarknaden för att aldrig återkomma är större än 90 procent. Att ha lämnat förvärvsarbetet är nästan, men inte fullt ut, ett absorberande tillstånd. Redan före 65 års ålder sorteras således ett stort antal personer bort från arbetsmarknaden eller väljer att lämna den frivilligt. Detta gäller främst personer med hälsoproblem och personer som kommit in i långvarig arbetslöshet, men även dem som har starka preferenser för fritid och samtidigt har de ekonomiska resurserna att avstå från förvärvsarbete.

Det är framför allt två variabler som diskriminerar mellan dem som väljer att fortsätta arbeta efter 65 års ålder och dem som inte gör det: om man är egen företagare och vilken utbildning man har. De som tidigare haft inkomst av eget företagande har nästan hälften så stor sannolikhet att sluta förvärvsarbeta, som de som inte haft det. Ju högre utbildning desto större är sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta efter 65. Särskilt forskarutbildade har en mycket större sannolikhet att fortsätta förvärvsarbeta än övriga grupper. Av dem som förvärvsarbetade vid 60 års ålder var det ca 25 procent av de forskarutbildade som fortfarande förvärvsarbetade vid 70 års ålder, men endast ca 10 procent av dem, som inte var forskarutbildade.

Civilstånd och kön påverkar också sannolikheten att fortsätta arbeta. Ensamstående har en sannolikhet att sluta arbeta efter 65 som endast är omkring 70 procent av sannolikheten att sluta för gifta och samboende. Skillnaderna i mäns och kvinnors förvärvsfrekvenser före 65 års ålder har utjämnats, men efter 65 har män fortfarande en större benägenhet än kvinnor att fortsätta arbeta. I födelsekohorten 1940 hade kvinnorna ca 6 procent större sannolikhet att sluta förvärvsarbeta jämfört med männen.

Gifta eller samboende par har en benägenhet att anpassa sin pensionering till varandra. Gifta eller samboende som är äldre än 50 år, som förvärvsarbetar och har en arbetande partner har ca 10 procentenheter större sannolikhet att fortsätta förvärvsarbeta än en person som är ensamstående eller som har en partner som inte arbetar.

Före 65 års ålder finns det en positiv korrelation mellan god ekonomi och hög förvärvsfrekvens, men efter 65 år är det den grupp som har det svårast att få ekonomin att gå ihop, som har den största förvärvsfrekvensen. Det antyder att det finns en grupp av personer som är tvingade att fortsätta arbeta efter 65 för att få hushållsekonomin att gå ihop.

Studien har också visat att benägenheten att fortsätta förvärvsarbeta efter 65 års ålder är konjunkturkänslig. En ökning av den allmänna arbetslösheten med en procentenhet fördubblar eller – beroende på födelsekohort – mer än fördubblar de äldres sannolikhet att sluta förvärvsarbeta.

Sammanfattningsvis, och med viss förenkling, kan man säga att den som förvärvsarbetar efter 65 års ålder är en välutbildad ensamstående man med god hälsa, och som är egen företagare och har turen att möta en arbetsmarknad med låg arbetslöshet.

Studien har genomförts av Anders Klevmarken, professor emeritus vid Nationalekonomiska institutionen, Uppsala Universitet, på uppdrag av Sociala rådet. Den är en statistisk analys som utnyttjar olika analysmetoder och som bygger på flera datakällor, främst ”Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe” (SHARE) och registerdata från SCB:s LISA-register och Socialstyrelsens patientregister.

1. Vad motiverar denna studie?

I början av detta sekel var mindre än 60 000 personer i åldrarna 65– 74 sysselsatta med förvärvsarbete enligt Statistiska Centralbyråns arbetskraftsundersökningar (AKU). Under 2001 ökade antalet till ca 80 000 och från och med 2006 ökade antalet ytterligare – till synes opåverkat av finanskris och lågkonjunktur – för att i slutet av 2009 uppgå till 120 000 personer (se figur 1.1 nedan). Ökningen gällde både män och kvinnor. Mellan februari 2001 och februari 2010 ökade antalet sysselsatta män med 75,8 procent och antalet sysselsatta kvinnor med 87,2 procent, vilket är betydligt mer än de ca 6 procent som antalet sysselsatta i åldrarna 20–64 ökade under samma period.

Figur 1.1 Antalet sysselsatta personer (tusental) i åldrarna 65–74 år under perioden 2001–2009, säsongsrensade data

Källa: AKU, www.scb.se 2010-04-28.

Även den genomsnittliga utträdesåldern från arbetsmarknaden har ökat under senare år. Enligt Försäkringskassans beräkningar var den 61,8 år för kvinnor och 62,7 år för män år 1998, men 2008 hade den ökat till 62,7 respektive 63,7 år.

1

Vad beror dessa förändringar på? Är de främst ett uttryck för att 40-talisternas stora födelsekohorter nu uppnår pensionsåldern, eller att deras hälsa är bättre än tidigare generationers? Har 40talisterna påverkats av de incitament att förvärvsarbeta mer som finns inbyggda i det nya pensionssystemet, eller av andra politiska åtgärder för att stimulera arbetsutbudet?

Varför är nu detta av intresse? I en marknadsekonomi brukar man ju låta människor välja de varor och tjänster som bäst tillfredställer deras behov – i detta fall gäller det valet mellan förvärvsarbete och fritid. Fritid brukar betraktas som en inkomstelastisk nyttighet, och med stigande realinkomster skulle man därför förvänta sig att fritiden ökar, dvs. att fler och fler väljer att gå i pension allt tidigare. Den samlade arbetsinsats som görs i Sverige bidrar emellertid inte bara till vår privata konsumtion utan även till vår gemensamma konsumtion av offentliga tjänster och till de pensioner som ska betalas ut. Då Sveriges åldrande befolkning medför att de förvärvsaktiva måste bidra till försörjningen av allt fler äldre, skulle en utveckling mot minskande pensionsålder och färre förvärvsaktiva leda till större samhällsekonomiska påfrestningar, än om man genom lämpliga politiska stimulanser kunde få fler att stanna längre på arbetsmarknaden. För att kunna bedöma vilka åtgärder som är lämpliga för att stimulera folk att undvika tidig pension och i stället välja att pensionera sig efter 65 års ålder, är det av intresse att studera vilka som inte tar ut förtida pension och vilka som redan nu förvärvsarbetar efter 65, samt om man redan kan observera någon förändring i benägenheten att göra det.

De framtida pensionerna beror inte bara på hur mycket vi producerar i landet. Pensionssystemet är också konstruerat så att den som lämnar arbetsmarknaden tidigt får lägre pension än den som stannar kvar längre. Dessutom minskar pensionärernas inkomststandard, definierat som den genomsnittliga pensionen i förhållande till den genomsnittliga inkomsten av förvärvsarbete för den arbetande delen av befolkningen, ju äldre pensionärerna blir. Pensionens storlek beror även på den genomsnittliga återstående livslängden. Om den ökar utan att pensionsåldern ökar måste

1

Beräkningarna begränsades till personer som fanns på arbetsmarknaden vid 50 års ålder, se

tabell 4, Försäkringskassan 2009.

pensionskapitalet fördelas på en längre period, vilket medför att de årliga pensionerna blir lägre. Jämfört med tidigare pensionssystem har det nuvarande systemet också den egenskapen att den enskilde individen snarare än kollektivet bär en större del av risken för att få en låg pension. Beräkningar har visat att pensionärernas nuvarande genomsnittliga inkomststandard på ca 60 procent kommer att sjunka till ca 50 procent år 2040 (se Klevmarken och Lindgren, 2008). Andelen pensionärer som kommer att leva i fattigdom riskerar enligt samma källa att öka. I dag är det bara mellan 1 och 2 procent av dem som är över 65 år, som har en disponibel inkomst mindre än 50 procent av medianinkomsten för hela befolkningen, och en förmögenhet som är mindre än 50 procent av medianförmögenheten för hela befolkningen. År 2040 kommer andelen fattiga pensionärer att ha ökat till ca 14 procent.

2

Ju fler som väljer

att skjuta upp pensioneringen desto fler kommer att få en bättre inkomststandard, dels därför att man får ytterligare några år med förvärvsinkomster, och dels därför att den årliga pensionen blir högre. Även ur ett inkomstperspektiv är det således av intresse att studera vilka som fortsätter att arbeta efter 65 års ålder.

Under lång tid har vi vant oss vid att nya generationer fått successivt förbättrad hälsa och längre livslängd. De hälsomässiga förutsättningarna för att skjuta på pensioneringen kan därför finnas, utan att man måste försaka fritid. Då den genomsnittliga utbildningstiden förlängts, har de yngre generationerna kommit ut på arbetsmarknaden i allt högre ålder. Beroende på hur stor en höjning av pensionsåldern skulle bli kommer den kanske bara att bevara längden på den del av livet, som är förvärvsaktivt. Det är inte heller säkert att alla uppfattar en sådan förändring som en välfärdsförlust. Beroende på individens hälsostatus, typ av förvärvsarbete och preferenser kan en förlängning av förvärvsarbetet t.o.m. vara befrämjande för hälsan. Det finns därför goda skäl att studera sambandet mellan hälsa och förvärvsarbete.

Syftet med denna studie kan preciseras i följande frågeställningar:

1. Hur stora är förvärvsfrekvenserna bland de äldre, och hur stora är rörelserna ut ur och in i förvärvsarbete?

2. Hur höga är förvärvsfrekvenserna bland äldre personer i Sverige i en internationell jämförelse?

2

Klevmarken (2008), Table 20; Base scenario.

3. Vilka egenskaper skiljer dem som fortsätter arbeta efter 65 års ålder från dem som slutar arbeta tidigare?

4. Vilka förändringar i förvärvsfrekvenserna kan vi observera, dels relaterade till konjunktur och arbetsmarknadsläge, och dels till mer långsiktiga skillnader mellan födelsekohorter?

Även om fokus huvudsakligen ligger på dem som förvärvsarbetar efter 65 års ålder, vore det en onödig inskränkning att bara analysera denna grupp. Många personer lämnar arbetsmarknaden redan före 65 och den typiska pensionsåldern är 65 år. Mycket få av dem som går i pension återvänder till förvärvsarbete senare i livet. Det är därför väl så intressant att studera vilka som lämnar arbetsmarknaden respektive fortsätter att arbeta fram till 65, som att undersöka vilka som arbetar efter 65. Kan man stimulera fler personer att arbeta fram till 65, kanske fler överväger att fortsätta arbeta även efter denna ålder. En intressant aspekt av detta är om förklaringarna till att man arbetar före 65 skiljer sig från förklaringarna till att man arbetar efter 65. Beroende på sammanhang kommer därför analyserna att omfatta personer som är 50 eller alternativt 60 år och äldre.

Studien baseras på flera olika typer av datamaterial som intervjudata, plandata och registerdata. Olika definitioner av vad som menas med förvärvsarbetande kommer att prövas, liksom olika analysmetoder.

3

Skälen till detta är en önskan att dels belysa

robustheten i resultaten, dels kunna utnyttja de fördelar som respektive datamaterial och metod ger.

Det finns ganska omfattande litteratur om vad som bestämmer när man går i pension. Denna studie inleds med några korta överväganden som bygger på denna litteratur. Därefter redovisas resultaten från två studier av medelålders personers pensionsplaner. I kapitel fyra presenteras en internationell jämförelse av äldre personers förvärvsfrekvenser, samt grundläggande fakta om sysselsättning och arbetad tid i Sverige. I kapitel fem följer en statistisk analys av hur benägenheten att förvärvsarbeta beror på olika egenskaper hos individen. Den analysen kompletteras med två undersökningar av vad som bestämmer sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta. I dessa två undersökningar användes två olika metoder

3

Med förvärvsarbete avses i denna studie endast arbete mot ersättning på arbetsmarknaden.

Hemarbete och ideellt arbete beaktas inte, inte heller ”svart” arbete.

och datamaterial. I det sjunde och avslutande kapitlet sammanfattas och diskuteras resultaten.

Det empiriska underlaget för denna studie kommer huvudsakligen från två källor, dels från intervjuundersökningen Survey of

Health, Ageing and Retirement in Europe (SHARE), dels från registerdata, nämligen Longitudinell integrationsdatabas för sjukförsäkrings- och arbetsmarknadsstudier (LISA) och Patientregistret.

SHARE innehåller data för slumpmässiga urval från den del av befolkningen som är 50 år eller äldre i ett stort antal europeiska länder. Undersökningens design är longitudinell, men än så länge finns det bara insamlade och tillgängliga data för två år (2003 och 2006/2007). LISA är en longitudinell populationsdatabas med registerdata från SCB. Den del av LISA som denna studie kunnat använda har begränsats till de personer som fanns i databasen 1995 och var födda mellan 1930 och 1940. För dessa individer fanns ett urval av LISA-variabler för åren 1990–2007. Patientregistret innehåller data om vårdutnyttjande och vårdproduktion. I bilaga två finns en något fylligare beskrivning av dessa datakällor. Utöver de källor som redan nämnts har data från panelundersökningen

Hushållens ekonomiska levnadsförhållanden (HUS) och data från

AKU använts.

2 Vad bestämmer när man går i pension? Teori och empiri.

Den ekonomiska teorin för valet mellan pension och förvärvsarbete utgår från teorin för arbetsutbudet.

1

En illustration av denna teori

ges i figur 2.1 nedan.

Figur 2.1 Budgetmängd och indifferenskurvor för optimal bestämning av fritid och nettoinkomst

På den horisontella axeln avläses antalet fritidstimmar per dag, månad eller år. På den vertikala axeln avläses den nettoinkomst som kan användas för att köpa varor och tjänster. Den polygon som är konkav mot origo illustrerar den inkomst en konsument maximalt kan uppnå som en funktion av fritiden (ju större fritid desto lägre

1

Översikter av litteratur om vad som bestämmer pensionsbeslutet finns bl.a. i Hansson-

Brusewitz (1992), Hurd (1992), Gustman och Juster (1996), Hakola (2003) och i Blundell m.fl. (2007).

inkomst), och begränsar den s.k. budgetmängden. Lutningen på polygonens segment bestäms av timlönen och inkomstskattesystemet. Med ett progressivt skattesystem blir segmentens lutning mindre ju högre inkomsten är, dvs. ju mer individen arbetar och ju mindre fritid som tas ut. I ”botten” på budgetmängden ligger inkomster som inte är beroende av hur mycket man arbetar, som t.ex. kapitalinkomster.

Individen antas ha preferenser för fritid och de varor och tjänster som kan köpas för nettoinkomsten. Dessa preferenser illustreras av de två mot origo konvexa indifferenskurvorna. De anger hur konsumenten gör avvägningen mellan fritid och inkomst (varor och tjänster). Ju längre från origo en indifferenskurva ligger desto högre nytta representerar den. Konsumenten antas maximera sin nytta inom den budgetmängd som står till buds för honom. Maximal nytta uppnås i den punkt på budgetytan där en indifferenskurva tangerar denna (T). Denna punkt bestämmer optimalt antal timmar fritid och den inkomst konsumenten får.

En ökning av kapitalinkomsterna eller av andra inkomster som inte beror på hur mycket man arbetar, kommer normalt att leda till att fritiden ökar, den s.k. inkomsteffekten. En löneökning eller en skattesänkning leder också till en inkomsteffekt, men samtidigt blir det dyrare att avstå från att förvärvsarbeta till förmån för mer fritid. Man måste avstå mer varor och tjänster för att vinna ytterligare en timmes fritid. Denna s.k. substitutionseffekt verkar i riktning mot mindre fritid och mer arbetstid. Vilken av inkomst- och substitutionseffekterna som dominerar beror på hur preferenserna ser ut.

Om man nu förlänger perspektivet och betraktar avvägningen mellan förvärvsarbete och pension, dvs. hur många år man ska förvärvsarbeta respektive vara fri från förvärvsarbete, kan man använda samma typ av modell. På den horisontella axeln avsättes nu i stället antalet år utan förvärvsarbete och på den lodräta axeln nuvärdet av den förväntade framtida livsinkomsten. Om pensionen är relativt nära förestående kommer nuvärdet av den framtida livsinkomsten att approximativt överensstämma med det pensionskapital som individen (implicit) har till godo i pensionssystemet. I botten på denna nya budgetmängd ligger de tillgångar som inte påverkas av om individen förvärvsarbetar eller ej.

2

Lutningen på

2

I praktiken är det svårt att särskilja tillgångar som inte påverkas av om individen förvärvs-

arbetar från pensionstillgångar, då en framåtblickande individ simultant tar beslut om sparandet och när förvärvsarbetet ska upphöra. Alla typer av tillgångar kan dessutom i princip omvandlas till en annuitet (årliga i förväg bestämda utbetalningar).

budgetmängdens segment bestäms nu inte bara av lön och inkomstskatter utan även av pensionssystemet. Den som skjuter upp pensionsuttaget kommer att få en högre livsinkomst, dels därför att lönen under några år är högre än pensionen skulle varit och dels därför att pensionskapitalet ökar med nya avsättningar.

Liksom tidigare kan vi tala om en inkomst och substitutionseffekt. En ökning av tillgångar som inte beror på förvärvsarbetet bör i normalfallet leda till att man går tidigare i pension (enbart en inkomsteffekt). En lönehöjning, en skattesänkning eller en ökad framtida avkastning på pensionskapitalet har både en inkomsteffekt och en substitutionseffekt. Substitutionseffekten innebär att man för att kunna gå i pension ett år tidigare måste avstå mer av livsinkomsten (pensionskapitalet) efter ändringen än före. Nettoeffekten av lönehöjningar etc. beror liksom tidigare på hur preferenserna ser ut.

Det finns relativt få empiriska studier i vilka man skattat en fullständig modell av detta slag. Det krävs mycket data om varje individs pensionsvillkor, lön, ekonomiska tillgångar och arbetad tid samt skattesituation. I avsaknad av all denna information har man i stället ofta skattat en s.k. reducerad form, t.ex. en modell för sannolikheten att förvärvsarbeta som en funktion av pensionskapitalet och den förändringen i detta som följer om man arbetar ytterligare ett år. I dessa modeller brukar också ingå variabler som ska representera skillnader i preferenser såsom, ålder, kön och hälsa.

Syftet med denna studie är inte att undersöka hur olika policyförändringar påverkar besluten att gå i pension, utan mera blygsamt att undersöka vem som förvärvsarbetar efter 65 års ålder och om det under de senaste åren ägt rum någon förändring i detta avseende. Det är därför inte nödvändigt att skatta en modell som explicit bygger på nyttomaximering. Det har inte heller varit möjligt att göra det, då de data som stått till buds inte medgav uppbyggnaden av korrekta budgetmängder för varje individ. Det har inte ens varit möjligt att skatta pensionskapitalet för varje individ. Dessutom kan tilläggas att det hittills varit relativt få personer som förvärvsarbetat efter 65 års ålder, och att denna grupp förmodligen är ganska selektiv. (Jfr. nedan!) Det är därför tveksamt om det vore särskilt meningsfullt att skatta strukturella modeller på denna grupp och dra slutsatser om vilka policyåtgärder som krävs för att utöka den, eller att alternativt skatta modellerna på åldersgruppen, som är yngre än 65 år och då anta att resultaten även kommer att

gälla dem som är äldre än 65. Denna studie får därför betraktas som en statistisk studie av deskriptiv karaktär. De statistiska modeller som kommer att användas beskriver hur förvärvsfrekvenserna samvarierar med ett antal variabler som karaktäriserar individernas egenskaper och förhållanden. Med hjälp av dessa modeller försöker vi utläsa hur stora skillnader i förvärvsfrekvens som var och en av variablerna ger upphov till, när övriga variabler hålls konstanta. I denna mening skattar vi standardiserade skillnader i förvärvsfrekvens.

Även om det inte är möjligt att skatta fullständiga ekonomiska modeller är det fortfarande viktigt att de statistiska modellerna fångar upp skillnader i preferenser och andra förhållanden, som kan förklara skillnaderna i förvärvsbenägenhet. Därför följer nedan en kortfattad diskussion av tänkbara förklarande variabler.

En individs hälsotillstånd är givetvis av stor betydelse för när man väljer att sluta förvärvsarbeta. Många pensionssystem tillåter att man går i pension av hälsoskäl före normal pensionsålder. Personer som av medicinska skäl inte kan förvärvsarbeta kan därför lämna arbetsmarknaden tidigt. Hälsan påverkar också en persons möjligheter att få ett välavlönat arbete och därför även det framtida pensionskapitalet. Personer med långvarigt dålig hälsa kommer därför att ha låg pension. Beroende på individens preferenser kan detta i sig medföra att individen försöker hålla sig kvar i förvärvsarbete längre än vad hälsostatus egentligen motiverar, därför att pensionen och livsinkomsten då blir större. Hälsan kan också påverka individens förväntade livslängd. En person med dålig hälsa kan inte förväntas leva lika länge som en person med god hälsa, vilket medför att pensionskapitalet ska fördelas på färre år. En låg lön kan därför i någon mån kompenseras med en relativt högre pension om villkoren medger att man tar ut den under kortare tid. Dålig hälsa kan emellertid också vara ett skäl att gå tidigare i pension, då den kortare livslängden ökar marginalnyttan av fritid. Om förvärvsarbetet är av sådan art att det sliter på hälsan kan en uppskjuten pension dessutom förvärra hälsoläget för en redan bräcklig person och i princip leda till en för tidig död. Å andra sidan finns det personer som upplever sitt förvärvsarbete som intressant och lustfyllt och som skulle må sämre i avsaknad av detta. En höjning av pensionsåldern skulle för denna grupp upplevas som en nyttohöjning.

För personer som lever i parförhållanden är det egna pensionsbeslutet inte oberoende av vad partnern gör. Att tillbringa tid

tillsammans med partnern är i allmänhet en nyttighet. Även den gemensamma budgetmängden påverkas av varje parts beslut om pension. Om en partner går tidigt i pension utan att den andre gör det, kommer bägges ekonomiska villkor att bli sämre utan att den gemensamma fritiden ökar. Det finns därför skäl att försöka samordna när man går i pension.

3

I en studie på österrikiska data fann

Zweimüller m.fl. (1996) en stark samhörighet i makars beteende, men även en asymmetri i reaktionen på en höjning av minimiåldern för att ta ut pension. Män reagerade starkare på en förändring av minimiåldern för kvinnor än vad kvinnorna reagerade på en förändring av minimiåldern för män. Om minimiåldern för kvinnor ökade började både män och kvinnor att arbeta mer. En liknande studie har gjorts i Norge av Hernaes och Ström (2000).

Pensionssystemens utformning påverkar inte bara budgetmängden utan lägger även andra restriktioner på valet av pensionsålder. I Sverige hade t.ex. arbetsgivarna fram till för några år sedan (genom kollektivavtal) rätt att entlediga anställda vid uppnådda 65 år. Detta förhållande samt att de flesta pensionssystem var utformade med 65 år som den normala pensionsåldern, gjorde att mycket få förvärvsarbetade efter 65. Den ålder vid vilken arbetsgivaren har rätt att säga upp anställda har nu genom riksdagsbeslut lyfts till 67 år. Som vi kommer att finna nedan är det fortfarande relativt få som förvärvsarbetar efter 65. Om detta är ett uttryck för ett övervägt optimalt beteende, eller om det snarare är ett uttryck för en social norm, som utvecklats under lång tid, kan diskuteras.

Reformeringen av det svenska pensionssystemet i början av 1990-talet förändrade incitamenten att ta ut pension.

4

Som redan

nämnts inledningsvis är kompensationen för en uppskjuten pension större i det nuvarande systemet än i det gamla systemet med allmän tilläggspension (ATP-systemet). Även om det nya systemet för den offentliga ålderspensionen anses vara finansiellt stabilt, har denna stabilitet uppnåtts till priset av att pensionerna inte indexeras så att de följer den genomsnittliga löneökningen för de arbetande generationerna fullt ut. I det nya systemet kan pensionerna även reduceras om den ekonomiska och demografiska utvecklingen blir

3

Gustman och Steinmeier (2009) är enligt författarna själva den första studie i vilken man

formulerat en fullständig beslutsmodell för en familjs pensionsbeslut. Varje individ har sin egen nyttofunktion men en gemensam budgetrestriktion. I nyttofunktionen ingår inte bara den egna fritiden som argument, utan även partnerns. Varje individs beslut blir därför beroende av den andres. I ett iterativt förfarande optimerar varje individ sin nyttofunktion under det gemensamma budgetvillkoret.

4

Se t.ex. Klevmarken (2002).

ogynnsam. Införandet av den s.k. ”bromsen”, PPM-pensionerna och även nya fonderade delar i avtalspensionerna har lyft över risken för ett dåligt pensionsutfall från kollektivet till individen. Det finns således flera skäl till att den enskilde arbetstagaren kan vilja öka pensionen genom att arbeta mer eller längre, och komplettera den offentliga pensionen med privata medel.

5

De generationer

som nyligen uppnått pensionsåldern får emellertid endast till en mindre del sina pensioner från det nya systemet. Större delen utgörs av ATP-pensioner. Det är därför en öppen fråga i vilken utsträckning incitamenten från det nya pensionssystemet påverkat dessa generationer.

Möjligheten att förvärvsarbeta i hög ålder bestäms inte enbart av individens vilja att göra det utan även av arbetsgivarnas efterfrågan på äldre arbetskraft. Under 1990-talets lågkonjunktur var det vanligt att arbetsgivarna erbjöd förmånliga villkor för förtida pension. Dessa villkor kallades ibland ”gyllene handslag”. En orsak till detta var att arbetsgivarnas avsättningar till de anställdas pensioner var betydligt högre för äldre arbetskraft än för yngre. Ett annat skäl kan ha varit att den äldre arbetskraftens produktivitet och utvecklingspotential minskar med stigande ålder. Bolin m.fl. (2008) innehåller en studie av vägarna ut från arbetsmarknaden, i synnerhet förtidspensioneringen, den förtida ålderpensionen samt förekomsten av gyllene handslag och deras konsekvenser. Bolin m.fl. fann t.ex. att sannolikheten att få ett erbjudande om förmånlig tidig pension var större ju närmare 65 år individen kom, större för gymnasie- och högskoleutbildade jämfört med grundskoleutbildade personer och större för tjänstemän inom industrin, den kommunala och den landstingskommunala sektorn jämfört med den statliga. Industriarbetarnas pensionsavtal medgav inte gyllene handslag. Sannolikheten att få ett erbjudande om förmånlig tidig pension ökade även med stigande lön.

Samma studie fann även att sannolikheten att gå i pension före 65 års ålder var större ju större pensionsförmögenheten var, och mindre ju mer pensionsförmögenheten ökade när pensionen uppsköts ett år, dvs. helt i överensstämmelse med teorin. Gymnasie- och högskoleutbildade hade större sannolikhet att ta förtida ålderspension än grundskoleutbildade. Gifta med arbetande maka eller

5

Sparandet i privata pensionsförsäkringar har ökat. Som Flood och Klevmarken (2008)

visade skedde det en kraftig ökning redan under 1980- och 1990-talet. Det är därför svårt att se introduktionen av det nya pensionssystemet som den enda orsaken till denna tillväxt i privat sparande.

make hade mindre sannolikhet att gå i pension innan 65 jämfört med ensamstående, men gifta som inte hade en arbetande partner hade ungefär samma sannolikhet som ensamstående. De som var födda utomlands hade en något mindre sannolikhet att ta tidig pension än personer födda i Sverige.

En stor del av den internationella forskningen om pensionsbeteendet har handlat om att försöka förklara varför arbetskraftsdeltagandet och antalet arbetade timmar har minskat bland äldre män och i någon mindre utsträckning bland äldre kvinnor. Ekonomer har försökt tillskriva pensionssystemet en stor del av denna minskning. Hurd (1992) skriver t.ex. ”In my view, these are solid reasons for thinking that social security has been responsible for a substantial part of the decline in participation” (s. 606). I en senare studie fann emellertid Anderson m.fl. (1999) att högst omkring en fjärdedel av minskningen i amerikanska mäns heltidsarbete i åldrarna 60–65 kunde tillskrivas förändringar i pensionsplaner och socialförsäkringspensioner. Andra faktorer måste ha spelat en större roll för att förklara minskningen i arbetsutbud. Faktorer som nämnts är en allmän reallöneökning (inkomsteffekt), en ökning av pensionstillgångar och privata tillgångar, en upplevd hälsoförsämring och förändringar i preferenserna för fritid.

3. Medelålders personers planer på att gå i pension

Unga personer som befinner sig i början av sin yrkeskarriär ägnar förmodligen inte många tankar åt sin framtida pensionering, men ju närmare de kommer den typiska pensionsåldern, i Sverige 65 år, desto mer artikulerade blir i allmänhet deras planer för när de ska gå i pension, och då ökar även deras intresse för hur stor pensionen kommer att bli. Planer behöver dock inte realiseras, utan de kan revideras när förhållandena ändras och när mer information om konsekvenserna av tidig respektive uppskjuten pension blir tillgänglig. Även om plan och utfall inte är samma sak kan det dock ha sitt intresse att undersöka hur pensionsplanerna ser ut i olika åldrar och hur de förändrats över tid.

I ett par urvalsundersökningar har respondenter i åldrarna 50–65 fått besvara frågor om när de tänker gå i pension. Den ena undersökningen är Hushållens ekonomiska levnadsförhållanden (HUS) och den andra Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe (SHARE).1 HUS innehåller data för perioden 1984–1998. Efter 1998 har ingen ny datainsamling gjorts i HUS. SHARE-data finns ännu bara tillgängliga för två år, nämligen 2003 och 2006/2007. Frågorna som bevarades i dessa två underökningar var inte exakt lika och är därför tyvärr inte fullt jämförbara.

Under alla år HUS-undersökningarna genomfördes ställdes samma frågor till de respondenter som var sysselsatta och som uppgav att deras jobb var förknippat med en bestämd pensionsålder eller åldersintervall. Respondenterna tillfrågades om när denna pensionsålder inföll. Därefter ställdes följande fråga: ”Skulle du vilja sluta arbeta helt och hållet eller börja arbeta mindre innan dess, även om det kommer att innebära lägre pension, eller vill du

1

Information om SHARE och HUS finns att tillgå i bilaga 2.

fortsätta med oförändrad arbetstid fram till pensionsåldern?” Svaren på denna fråga fördelade sig på följande sätt:

Tabell 3.1 Inställning till förtida pensionsuttag bland personer i åldrarna 50–64 år under perioden 1984–1998 (andelar angivna som procent)

Benägenhet att förvärvsarbeta

1984 1986 1993 1996 1998

Sluta helt

11,1 12,4 13,4 13,8 20,4

Arbeta mindre

30,5 31,2 34,7 30,6 30,9

Fortsätta 53,1 50,3 46,4 48,4 43,1 Vet ej 5,3 6,1 5,6 7,2 5,7 Totalt 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Antal observationer 324,0 477,0 758,0 637,0 583,0 Genomsnittlig ålder 56,4 56,1 55,7 55,7 55,7

Källa: Sjöström (2000), Tabell 5.1. HUS-data.

I tabellen visas att andelen svarande som ville sluta arbeta helt före ordinarie pensionsålder ökade under perioden 1984–1998, medan andelen som ville fortsätta fram till ordinarie pensionsålder minskade. I en multivariat analys baserad på alla undersökta år visade Sjöström (2000) att benägenheten att fortsätta arbeta heltid fram till ordinarie pensionsålder var mindre ju högre timlön respondenten hade, mindre för kvinnor än för män, och högre för respondenter med minst 15 års utbildning jämfört med dem med kortare utbildning. I modellen ingick även, som förklarande variabel, det år då respektive observation erhållits. Med undantag för 1996 återfann Sjöström samma trendmässiga minskning i benägenheten att fortsätta på heltid fram till ordinarie pensionsålder som de obearbetade frekvenserna i tabell 3.1 visar.

2

Från och med 1986 ställde man även följande fråga till respondenterna i HUS-undersökningen: ”Skulle du vilja arbeta ännu längre (än till normal pensionsålder) om detta skulle leda till högre pension?”. Det var 5 procent av respondenterna som svarade ja. År

2

I modellen ingick även variabler representerande några breda yrkesgrupper. Skattningarna

för dessa variabler var dock svåra att tolka. I en tidigare studie endast baserad på 1984 års HUS-undersökning visade Klevmarken (1986) att ca 50 procent av respondenterna som arbetade med tillverkningsarbete ville fortsätta på heltid, ca 40 procent av dem i pedagogiskt arbete, medan ca 65 procent av dem som var sysselsatta med medicinskt, hälso- och sjukvårdsarbete ville fortsätta på heltid. Urvalet var dock litet i denna undersökning.

1993 hade den andelen stigit till 10 procent, 1996 var den 12 procent och 1998 var den 8 procent.

I SHARE-undersökningarna har man ställt en serie frågor till sysselsatta i förvärvsarbete, t.ex. om man vill gå i pension tidigt, om man befarar att få hälsoproblem som kommer att medföra att man inte kan arbeta fram till normal pensionsålder, samt vid vilken ålder man planerar att gå i pension. Tabell 3.2 visar andelen som svarat ja på frågan om man skulle vilja pensionera sig så snart som möjligt. År 2003 låg andelen på omkring 40 procent, men undersökningsåret 2006/2007 var den ca 10 procentenheter lägre. År 2003 fanns ingen entydig skillnad mellan könen, men 2006/2007 var andelen kvinnor som ville sluta så fort som möjligt lägre än andelen män.

Tabell 3.2 Skulle du vilja pensionera dig så snart som möjligt?

Åldersgrupp 2003

2006/2007

Män Kvinnor Alla Urval Män Kvinnor Alla Urval 50–54 40,1 42,9 41,6 411 35,4 21,1 26,9 595 55–59 47,1 39,5 42,9 464 29,1 27,6 28,3 1485 60–64 36,8 44,1 40,6 313 32,5 28,2 30,3 1305

Tabellen visar andelen (%) respondenter som svarade ja, grupperade utifrån ålder, kön och undersökningsår. Data kommer från SHARE och urvalet begränsades till sysselsatta som var minst 50 år gamla.

Tabell 3.3 nedan antyder att verkliga eller befarade hälsoproblem var en viktig orsak till att respondenterna ville gå i pension tidigt. I nästan alla ålderklasser var andelen kvinnor som trodde att problem med hälsan skulle göra att de inte kunde fortsätta förvärvsarbeta fram till ordinarie pensionsålder större än andelen män. Andelarna minskade med stigande ålder. Det kan bero på att de som hade hälsoproblem successivt lämnade arbetsmarknaden så att den genomsnittliga hälsonivån blev högre bland de äldre än bland de yngre, eller att farhågorna om försämrad hälsa visade sig överdrivna. När man är 50 år är osäkerheten om hälsotillståndet vid 65 års ålder större än när man bara har något eller några år kvar till 65.

Tabell 3.3 Är du rädd för att din hälsa kommer att begränsa dina möjligheter att jobba med detta arbete innan du uppnår ordinarie pensionsålder?

Åldersgrupp 2003

2006/2007

Män Kvinnor Alla Urval Män Kvinnor Alla Urval 50–54 27,1 41,6 34,8 411 33,3 39,4 37,0 595 55–59 29,8 35,9 33,2 464 25,4 25,1 25,3 1485 60–64 19,1 28,0 23,6 313 22,2 16,3 19,2 1305

Tabellen visar andelen respondenter (%) som svarade ja, grupperade efter ålder, kön och undersökningsår. Data hämtades från SHARE, och urvalet begränsades till sysselsatta personer som var minst 50 år gamla.

Andelen som planerade att gå i pension efter 65 års ålder var liten, bara några procent (se tabell 3.4 nedan). Den var marginellt högre 2006/2007 än 2003. Den var större för män än för kvinnor och större ju närmare man kom 65 år. Det senare kan bero på att ju närmare man kommer den normala pensionsåldern, desto mer kunskaper skaffar man sig om pensionsvillkoren. De är kanske inte så generösa som man trott, i synnerhet om man går tidigt i pension. Att andelen växte med stigande ålder kan också bero på selektionseffekter, därför att de äldre som fortsatte arbeta hade en bättre hälsa än övriga äldre.

Jämfört med HUS-undersökningarna är de andelar som i SHARE uppger sig vilja arbeta efter normal pensionsålder (65 år), betydligt mindre. Det behöver dock inte betyda att viljan att arbeta efter 65 års ålder har minskat. Frågorna är olika formulerade. I HUS-undersökningarna ingår villkoret att pensionen ska öka i frågeformuleringen, men det finns ingen sådan koppling i SHARE. Det är inte troligt att alla respondenter visste att en uppskjuten pensionsålder medförde en högre årlig pension. På en direkt fråga i SHARE om hur stor andel av förvärvsinkomsten som pensionen skulle komma att utgöra, visade det sig att många helt saknade uppfattning om detta, och bland dem som redovisade ett svar var spridningen stor.

Tabell 3.4 Andel som planerar att gå i pension senare än vid 65 års ålder

Åldersgrupp 2003

2006/2007

Män Kvinnor Alla Urval Män Kvinnor Alla Urval

50–54 3,7 1,3 2,4 424 4,3 4,2 4,2 590 55–59 3,9 2,4 3,1 519 6,3 2,9 4,3 1510 60–64 5,4 3,6 4,5 470 6,0 5,5 5,8 1565

Andelarna anges som procent och bygger på SHARE-data

Hur sannolikheten att uppge en högre pensionsålder än 65 år varierar med respondenternas egenskaper har analyserats i en s.k. probitanalys. Resultaten redovisas i tabell A3.1 i bilaga 3 och kan sammanfattas på följande sätt. I den grupp som analyserats, dvs. personer mellan 50 och 64 år och som uppgav att de hade intjänanderätt till ålders- eller tjänstepension, var det 3,3 procent som år 2003 uppgav att de avsåg att gå i pension senare än vid 65 års ålder. År 2006/2007 var det något fler: 4,9 procent. Kvinnor hade en mindre benägenhet än män att vilja fortsätta arbeta efter 65 års ålder. Skillnaden var 1–2 procentenheter. Gifta och samboende hade 1–2 procentenheter lägre sannolikhet att vilja fortsätta arbeta efter 65 års ålder jämfört med ensamstående personer, och om partnern hade gått i pension minskade sannolikheten med ytterligare någon procentenhet. Ju närmare 65 års ålder respondenten kom, desto högre blev sannolikheten att respondenten ville fortsätta arbeta efter 65. Effekten var dock ganska liten. Tänkbara orsaker har redan nämnts ovan. Högre utbildning ökade benägenheten att vilja arbeta efter 65. Högskoleutbildade personer hade 3– 6 procentenheter större sannolikhet att vilja fortsätta arbeta efter 65 jämfört med grundskoleutbildade personer. Slutligen kan vi observera att de som uppgav sig ha relativt dålig hälsa hade någon eller några procentenheter lägre sannolikhet att vilja arbeta efter 65.

De två undersökningarna baseras på relativt små urval och resultaten ska tolkas med försiktighet. Det är dock intressant att notera att HUS-undersökningen både visade en ökad benägenhet att gå tidigt i pension och en ökad vilja att arbeta efter 65 (under förutsättning att det medför att pensionen blir högre). De två SHAREundersökningarna visade också en viss ökning av andelen personer som vill arbeta efter 65. Viljan att arbeta efter 65 var uppenbarligen större bland högutbildade än bland lågutbildade, bland män jämfört med kvinnor, och bland ensamstående jämfört med gifta, i

synnerhet om partnern redan var pensionerad. Det är också intressant att notera skillnaderna mellan yngre och äldre i planerna för pensionen. Skillnaderna antyder att man ändrar sin inställning till förvärvsarbete när man blir äldre och blir mer positiv till att fortsätta arbeta.

4. Basfakta om äldres förvärvsfrekvenser

4.1. Internationella jämförelser

Det finns ganska stora nationella skillnader beträffande andelen pensionärer och andelen förvärvsarbetande i olika åldersgrupper. Bidragande till dessa skillnader är att pensionssystemen är olika utformade, att det finns nationella skillnader i hälsostatus, att familjen betyder olika mycket och att det finns kulturella skillnader som påverkar vad man möjligen skulle kunna kalla en viktoriansk arbetsmoral. I SHARE-undersökningarna har man bl.a. frågat om respondenternas sysselsättning. De fick välja ett av fem alternativ:

1. pensionerad (inklusive förtidspensionerad och sjukpensionerad)

2. anställd eller egen företagare (inklusive arbete i familjeföretag)

3. arbetslös

4. långvarigt sjuk eller handikappad utan att vara pensionerad

5. hemmafru/hemmaman

En stor fördel med SHARE är att man ställt exakt samma fråga i alla deltagande länder och att undersökningen därför ger så nära jämförbara data man kan komma. I tabell 4.1 nedan redovisas andelen respondenter som ansåg sig vara pensionärer, och de är grupperade efter land och åldersklass. Före 55 års ålder är frekvenserna små i alla länder. I Österrike, Italien, Frankrike och Belgien ökade andelen pensionärer markant redan i åldersgruppen 55–59 år. Dessa länder har även höga frekvenser för 60–64 åringar. Vid 65 års ålder har alla länder minst 60 procent pensionärer, och i många länder är frekvensen närmare 90 procent. Bland de allra äldsta är nästan 100 procent pensionärer i Sverige och Danmark, medan Medelhavsländerna, Nederländerna, Belgien och Österrike har en

betydligt lägre andel pensionärer. I dessa länder är i stället andelen hemmafruar förhållandevis stor, se tabell 4.3. Sverige framstår i denna jämförelse som ett land med måttligt hög andel pensionärer före och mycket hög andel efter 65 års ålder.

Tabell 4.1 Andel pensionärer per åldersgrupp och land

Land 50–54 55–59 60–64 65–69 70–74 75–79 80– Urvalsstorlek Österrike 8,99 36,50 75,96 87,13 83,44 83,33 80,14 6 085 Tyskland 0,93 6,75 48,12 87,88 90,76 89,71 90,23 7 605 Sverige 6,34 9,44 29,34 87,43 96,43 99,44 99,20 9 835 Nederländerna 1,22 5,67 28,49 65,74 70,45 74,29 75,78 8 670 Spanien 3,88 6,51 23,94 59,81 62,22 57,80 57,92 6 795 Italien 3,48 22,90 58,29 76,31 78,09 75,36 78,82 8 765 Frankrike 1,17 17,49 72,54 92,91 91,29 93,40 82,57 9 491 Danmark 0,64 1,36 38,36 84,75 97,06 100,00 98,00 5 920 Grekland 5,97 14,35 31,25 61,07 77,42 74,67 67,61 10 980 Schweiz 0,00 1,74 19,12 71,93 75,32 84,51 86,05 3 385 Belgien 3,42 16,87 49,69 81,17 80,64 78,14 78,09 13 670

Tabellen baseras på självrapporterad sysselsättningsstatus enligt SHARE 2006/2007, oviktade frekvenser. Andelarna redovisas som procent.

I tabell 4.2 nedan redovisas på motsvarande sätt andelen respondenter som uppger sig vara förvärvsarbetande. Före 65 års ålder har Sverige de högsta förvärvsfrekvenserna. I åldersgruppen 65–69 ligger Sverige och Grekland i topp. Efter 70 års ålder är andelen förvärvsarbetande mycket liten i alla länder utom möjligen i Schweiz.

Tabell 4.2 Andel förvärvsarbetande per åldersgrupp och land

Land 50–54 55–59 60–64 65–69 70–74 75–79 80– Urvalsstorlek Österrike 68,54 43,50 11,54 0,74 0,00 1,39 0,00 6 085 Tyskland 71,03 67,52 27,82 3,33 0,84 0,74 0,00 7 605 Sverige 83,80 82,50 61,27 11,73 2,78 0,00 0,80 9 835 Nederländerna 73,78 63,74 26,88 4,50 0,45 0,57 0,00 8 670 Spanien 52,43 46,05 25,82 2,39 0,89 0,00 0,00 6 795 Italien 53,91 40,07 12,29 2,48 0,80 0,97 0,00 8 765 Frankrike 78,13 56,65 11,53 1,12 0,83 0,00 0,00 9 491 Danmark 84,08 75,91 37,07 9,04 1,47 0,00 0,67 5 920 Grekland 61,57 55,13 38,59 12,08 0,97 0,44 0,35 10 980 Schweiz 79,49 80,87 57,35 8,77 7,79 2,82 1,16 3 385 Belgien 70,19 49,21 15,67 2,12 0,58 0,32 0,00 13 670

Tabellen baseras på data från SHARE 2006/2007, självrapporterad sysselsättningsstatus och oviktade frekvenser. Andelarna redovisas som procent.

Kvinnornas förvärvsbeteende skiljer sig mycket från männens i Syd- och Mellaneuropa. Andelen hemmafruar är stor. Särskilt i Sydeuropa kallar sig kvinnorna i stor utsträckning inte pensionerade utan hemarbetande (se tabell 4.3 nedan). Många av dem har förmodligen aldrig arbetat utanför hemmet. Andelen förvärvsarbetande kvinnor är således låg i Sydeuropa även före 65 års ålder och praktiskt taget noll efter 65.

Tabell 4.3 Andel pensionerade, förvärvsarbetande respektive hemarbetande efter ålder, kön och del av Europa

Kön 50–54 55–59 60–64 65–69 70–74 75–79 80– Urvalsstorlek

Pensionerade

Män 2,3 4,6 30,2 84,6 96,0 99,3 100,0

4 175

Kvinnor 4,1 7,8 34,6 88,3 97,3 100,0 97,7 4 745

Nordeuropa

Alla 3,3 6,4 32,5 86,5 96,6 99,7 98,8 8 920 Män 1,5 17,1 56,9 90,9 94,7 95,8 97,6 13 870 Kvinnor 3,1 12,2 43,3 74,7 71,5 72,1 70,4 12 775

Mellaneuropa

Alla 2,5 14,5 49,6 82,1 82,8 83,1 81,1 26 645 Män 5,5 20,0 49,1 86,7 96,0 96,4 97,4 7 670 Kvinnor 4,7 11,7 31,9 50,1 53,0 48,5 47,3 5 230

Sydeuropa

Alla 4,9 15,3 39,8 67,1 73,3 70,1 67,4 12 900

Anställda och egna företagare

Män 86,7 84,9 55,5 13,8 3,0 0,0 0,0

2 710

Kvinnor 81,9 76,1 50,3 8,2 1,6 0,0 1,4

2 950

Nordeuropa

Alla 84,0 80,0 52,7 10,8 2,3 0,0 0,7

5 660

Män 80,4 66,0 26,9 3,8 1,0 1,0 0,2

5 880

Kvinnor 69,2 50,3 17,6 2,0 1,1 0,4 0,0

5 745

Mellaneuropa

Alla 73,4 57,6 21,9 2,9 1,0 0,7 0,1 11 625 Män 89,0 71,7 41,1 9,4 1,6 1,1 0,4 3 220 Kvinnor 44,6 31,0 12,8 2,6 0,2 0,0 0,0 1 990

Sydeuropa

Alla 57,8 48,4 25,8 5,8 0,9 0,5 0,2

5 210

Hemmafru/hemmaman

Män 0,0 0,4 0,7 0,4 0,0 0,0 0,0

Kvinnor 0,6 2,2 2,3 1,1 1,1 0,0 0,5

110

Nordeuropa

Alla 0,3 1,4 1,5 0,7 0,5 0,0 0,2

130

Män 1,8 1,1 3,5 2,1 3,4 1,9 1,4

490

Kvinnor 17,8 21,0 28,7 21,0 25,5 24,8 25,3 6 300

Mellaneuropa

Alla 11,6 11,8 17,0 12,4 14,7 14,2 15,9 6 790 Män 0,7 1,0 0,2 0,5 0,5 0,7 0,7 70 Kvinnor 45,5 51,6 50,2 44,1 42,9 43,4 41,3 6 915

Sydeuropa

Alla 32,1 30,0 27,2 23,8 22,9 24,1 25,1 6 985

Tabellen baseras på SHARE-data avseende år 2006/2007. Andelarna redovisas som procent. Sverige och Danmark räknas till Nordeuropa. Österrike, Tyskland, Nederländerna, Frankrike, Schweiz och Belgien definieras som Mellaneuropa. Grekland, Italien och Spanien representerar Sydeuropa.

De tre senaste tabellerna bygger på självrapporterad sysselsättning. Eftersom det kan finnas nationella skillnader i uppfattning om vad en pensionär respektive förvärvsarbetande är så kan det vara lämpligt att, som en kontroll, undersöka förvärvsfrekvenserna med hjälp av en helt annan definition av förvärvsarbete. Den bygger på inkomsten från förvärvsarbete. Förvärvsarbetande definieras nu som en person med en årlig förvärvsinkomst överstigande motsvarande 40 000 svenska kronor. Detta belopp är ungefär ett svenskt prisbasbelopp. Översättningen till andra valutor gjordes enligt de växelkurser som gällde vid årsskiftet 2006/2007. Med denna definition får vi i stort sett samma storleksrelationer mellan länderna som tidigare (se tabell 4.4 nedan). Sambandet mellan ålder och förvärvsfrekvens ändras dock något. Före 65 år blir förvärvsfrekvenserna nu i allmänhet lägre än i tabell 4.2, men högre efter 65 års ålder. Förklaringen till att de är högre efter 65 års ålder är troligen att den nya definitionen fångar upp deltidsarbete bland pensionärer bättre än den föregående definitionen. Den som tar ut sin ålderspension och samtidigt förvärvsarbetar på deltid kommer nog i allmänhet att betrakta sig som pensionär enligt den första definitionen, men räknas som förvärvsarbetande enligt den andra. Det är svårare att förklara varför de flesta förvärvsfrekvenser är lägre enligt den andra definitionen för dem som är yngre än 65. För Sverige är det dock en relativt god överensstämmelse och även för Danmark i de första två åldersklasserna. En tänkbar förklaring är att det i de syd- och centraleuropeiska länderna är mer känsligt att avslöja sin inkomst för en intervjuare och att vi därför fått en underrapportering av förvärvsinkomstern a.

1

1

Ett annat problem med urvalsdata är att det finns bortfall som kan vara selektivt och ge

felaktiga skattningar. I SHARE finns s.k. kalibrerade vikter som är avsedda att korrigera för selektivt bortfall. En jämförelse av skattningar av andelen förvärvsarbetande i olika åldersgrupper med och utan vikter för Sverige visade att andelarna inte blir exakt desamma, men skillnaderna har ingen praktisk betydelse. Att resultaten blir ungefär desamma med och utan vikter innebär inte nödvändigtvis att det inte finns något selektivt bortfall. Kalibreringen gjordes endast mot den bivariata köns- och åldersfördelningen.

Tabell 4.4 Andel förvärvsarbetande per åldersgrupp och land enligt en inkomstbaserad definition av förvärvsarbetande

Land 50–54 55–59 60–64 65–69 70–74 75–79 80– Urvalsstorlek Österrike 59,33 40,50 13,40 1,83 1,83 0,69 0,00 6 130 Tyskland 59,25 56,73 26,69 7,25 1,08 0,72 1,15 7 665 Sverige 83,92 83,37 67,83 32,68 13,02 3,83 3,38 9 965 Nederländerna 62,56 51,77 26,84 10,34 2,69 3,41 3,33 8 790 Spanien 40,00 38,88 22,80 7,43 2,67 1,71 1,08 6 825 Italien 37,39 35,15 11,60 3,53 0,88 1,44 0,00 8 770 Frankrike 73,72 65,40 23,08 1,76 1,40 1,00 0,24 9 710 Danmark 88,75 78,57 54,81 23,89 10,29 5,00 2,98 6 115 Grekland 42,09 43,64 31,98 13,58 1,87 2,62 1,90 10 990 Schweiz 66,15 68,70 54,56 24,74 15,13 5,48 1,11 3 420 Belgien 53,31 39,37 14,46 1,95 2,31 0,83 0,65 13 800

Tabellen baseras på data från SHARE 2006/2007 och andelarna anges som procent. Som förvärvsarbetande definieras personer med inkomst av förvärvsarbete som överstiger 40 000 svenska kronor. Motsvarande belopp för andra länder erhölls genom konvertering med aktuell växelkurs vid årsskiftet 2006/2007. Frekvenserna är oviktade.

4.2. Sysselsättning och arbetad tid i Sverige under det senaste decenniet

SHARE-frekvenserna kan jämföras med motsvarande uppgifter från Arbetskraftsundersökningarna (AKU), men låt oss först överblicka den totala sysselsättningens utveckling i Sverige. Figur 4.1 visar bl.a. att kvinnornas sysselsättning närmade sig männens under 1970- och 1980-talen för att sedan variera i stort sett parallellt med männens kurva. Vi ser också nedgången i sysselsättning under lågkonjunkturen i början av 1990-talet och den successiva upphämtningen därefter. I slutet av 2008 nådde sysselsättningen ungefär samma nivå som före 1990-talskrisen. Därefter, under den senaste krisen, minskade både männens och kvinnornas sysselsättning. Avbrotten på kurvorna i figuren beror på omläggningar av AKUstatistiken. SCB:s statistik visar även att antalet arbetade timmar i stort sett följer utvecklingen av antalet sysselsatta.

Figur 4.1 Antal (tusental) sysselsatta kvinnor och män i Sverige 1976– 2009

Figuren är hämtad från SCB (www.scb.se) 2010-04-30 och baseras på data från AKU.

Under senare år har AKU utvidgats till att omfatta befolkningen t.o.m. 74 år, vilket gör det möjligt att följa sysselsättningen i åldersgruppen 65–74 år. Som vi redan sett i figur 1.1 har antalet sysselsatta män och kvinnor i denna åldergrupp ökat ganska mycket mellan 2001 och 2009, ca 80 procent, medan antalet sysselsatta i åldrarna 20–64 endast ökat ca 6 procent. Sysselsättningsökningen bland de äldre är inte bara ett resultat av att antalet äldre ökat, utan även av en ökad sysselsättningsintensitet för både män och kvinnor fr.o.m. 2006 (se figur 4.2).

Figur 4.2 Sysselsättningsintensitet i åldersgruppen 65–74 år i Sverige 2001–2009 Både kvinnor och män

Män

Kvinnor

Figuren är hämtad från SCB (www.scb.se) 2010-04-28 och baseras på data från AKU. Kurvorna visar en utjämnad trend medan ”piggarna” representerar säsongrensade uppgifter.

Figuren visar antalet sysselsatta som andel (%) av befolkningen i åldersgruppen 65–74 år under åren 2001–2009, först för kvinnor och män tillsammans och därefter för män och kvinnor separat.

Sysselsättningsintensiteten i åldergruppen 65–74 år var genomgående högre bland männen än bland kvinnorna. Den ökade i båda grupperna och i slutet av 2009 var närmare 18 procent av männen och drygt 7 procent av kvinnorna sysselsatta. Enligt AKU år 2006 var 12,9 procent av männen och kvinnorna i åldergruppen 65–69 år sysselsatta och 6,7 procent av dem i åldern 70–75 år. Detta är något högre siffror än enligt SHARE i tabell 4.2 som presenterades tidigare, men med tanke på att båda undersökningarna bygger på urval är ändå överensstämmelsen hygglig.

De sysselsatta som är äldre än 65 år skiljer sig i flera avseenden från arbetskraften som helhet. Det gäller t.ex. andelen egna företagare och den arbetade tiden. Tabell 4.5 nedan redovisar uppgifter om båda dessa förhållanden.

Tabell 4.5 Antal manliga och kvinnliga företagare som andel av antal sysselsatta, och andel sysselsatta män och kvinnor efter överenskommen arbetstid i åldrarna 65–74 år under kalenderåren 2005 och 2009

Kön/ålder Andel sysselsatta efter överenskommen arbetstid per vecka (timmar) i %

Antal sysselsatta (1000-tal)

Andel företagare och medhjälpande hushållsmedlemmar (%)

1–19 20–34 35–

År 2005

Båda könen 65–69 58,3 50,6 31,4 31,4 37,2 70–74 17,5 58,9 41,1 27,4 31,5 Män 65–69 39,3 58,3 34,1 30,0 35,9 70–74 13,7 54,7 34,3 27,0 38,7 Kvinnor 65–69 19,0 34,7 26,3 34,2 39,5 74–74 3,9 71,8 61,5 28,2 10,3

År 2009

Båda könen 65–69 86,2 44,5 34,0 31,6 34,4 70–74 22,5 64,0 50,7 24,0 25,3 Män 65–69 53,6 54,7 30,0 31,1 38,9 70–74 15,4 66,2 45,5 24,0 30,5 Kvinnor 65–69 32,6 27,6 40,8 32,2 27,0 70–74 7,2 56,9 62,5 23,6 13,9

Källa: AKU-data från SCB.

Tabellen visar att andelen egna företagare är hög i åldersgruppen 65+, betydligt högre än för arbetskraften som helhet. I hela åldersgruppen 15–74 år är andelen manliga företagare endast ca 15 procent och andelen kvinnliga företagare ca 6 procent. AKU-data visar också att de näringsgrenar som sysselsätter de flesta äldre är jordbruk, skogsbruk och fiske; handel; finansiell verksamhet och företagstjänster samt vård och omsorg.

Den totala mängd arbete som utförs beror inte bara på hur många som är sysselsatta utan även på hur mycket arbete som utförs per tidsenhet. Tabell 4.5 visar därför även hur antalet sysselsatta i åldergruppen 65–74 år fördelades efter överenskommen veckoarbetstid åren 2005 och 2009. Bland de män och kvinnor, som var 65–69 år, placerade sig i stort sett en tredjedel i vardera arbetstidsgruppen. Andelen deltidsarbetande är således betydligt större i denna åldersgrupp än i hela arbetskraften. Det gäller i synnerhet de äldsta kvinnorna. Någon systematisk förändring mellan de två kalenderåren är svår att upptäcka.

Studerar vi i stället förändringen i det totala antalet arbetade timmar (se tabell 4.6), finner vi att det ökade ganska mycket mellan 2005 och 2009, med 30 procent för männen i åldergruppen och 40 procent för kvinnorna. Då det genomsnittliga antalet arbetade timmar minskade något berodde ökningen av det totala antalet arbetade timmar på att antalet sysselsatta ökade i åldergruppen 65+. Männens bidrag till den totala arbetsvolymen var mer än dubbelt så stort som kvinnornas, vilket huvudsakligen berodde på att det var omkring dubbelt så många sysselsatta män som kvinnor. Den genomsnittliga veckoarbetstiden skiljde sig inte så mycket mellan könen.

Tabell 4.6 Antal sysselsatta, genomsnittlig veckoarbetstid och antal faktiskt arbetade timmar i åldergruppen 65–74 år under åren 2005 och 2009, uppdelat efter kön

2005

2009

Kön Antal

sysselsatta (1000-tal)

Genomsnittligt antal arbetade timmar per vecka

Totalt antal arbetade timmar (1000-tal)

Antal sysselsatta (1000-tal)

Genomsnittligt antal arbetade timmar per vecka

Totalt antal arbetade timmar (1000-tal)

Procentuell ökning i totalt antal arbetade timmar

Män 53,0 23,5 1246 68,9 23,5 1621 30,1 Kvinnor 22,8 23,7 540 39,8 19,0 756 40,0 Alla 75,9 23,5 1786 108,8 21,8 2377 33,1

Källa: AKU-data från SCB.

Till skillnad från LISA innehåller SHARE uppgifter om antalet arbetade timmar. De som hade förvärvsarbete fick besvara följande fråga: ”Oberoende av antalet avtalade veckotimmar, hur många timmar i veckan arbetar du normalt med detta arbete, exklusive matraster men inklusive betald eller obetald övertid?”. Frågan besvarades dels för det huvudsakliga arbetet och dels för eventuellt extraarbete. Därefter ställdes frågan: ”Hur många månader om året arbetar du normalt i detta arbete?”. De allra flesta svarade för sitt huvudsakliga arbete 12 månader på denna fråga. Årsarbetstiden skattas genom att multiplicera veckoarbetstiden med det genomsnittliga antalet veckor per månad (4,3) och med antalet månader.

2

I tabell 4.7 redovisas den genomsnittliga vecko- och årsarbetstiden samt antalet individer, som arbetat minst en timme per vecka efter kön och ålder. Urvalen blir ganska små i varje åldersklass, i synnerhet för de äldsta. Skattningarna av medelarbetstiden blir därför osäkra. Icke desto mindre stämmer SHARE-skattningarna av veckoarbetstiden från 2006/2007 mycket väl med AKU-skattningarna från 2005. Från tabell 4.7 kan man notera att både antalet individer som förvärvsarbetade och den genomsnittliga årsarbetstiden sjönk väsentligt efter 65 års ålder. Den genomsnittliga årsarbetstiden för dem som var minst 60 år tycks dock ha ökat något mellan de två mättillfällena, särskilt för männen. Räknat på alla män som var minst 60 år blir ökningen på de tre à fyra åren 12 procent.

2

Avdrag för semester och större helger har således inte gjorts.

Tabell 4.7 Antal arbetade timmar per vecka och år enligt SHARE, redovisat efter kön och ålder

Åldersgrupp Veckoarbetstid Årsarbetstid Antal individer i urvalet

2003 2006/2007 2003 2006/2007 2003 2006/2007

Män 50–54 45,1 41,3 2244,5 2106,2 205 85 55–59 43,1 42,3 2130,5 2150,7 222 178 60–64 38,0 39,8 1813,8 1972,0 140 181 65–69 23,7 26,7 859,9 1300,9 31 60 70– 15,7 16,7 659,0 741,0 24 27 Kvinnor 50–54 36,7 38,1 1797,8 1921,2 221 127 55–59 37,6 37,2 1834,1 1891,8 266 214 60–64 30,6 35,5 1542,0 1811,0 126 182 65–69 23,7 25,1 1015,5 1171,6 23 48 70– 18,9 15,0 955,8 746,5 7 18 Alla 50–54 40,7 39,4 2012,8 1995,4 426 212 55–59 40,1 39,5 1968,9 2009,4 488 392 60–64 34,5 37,7 1685,0 1891,2 266 363 65–69 23,7 26,0 926,2 1243,4 54 108 70– 16,4 16,1 726,0 743,2 31 45

Årsarbetstiden har beräknats som veckoarbetstid*4,3*antal månader i arbete per år. 4,3 är det genomsnittliga antalet veckor per månad. Genomsnittlig arbetstid har endast beräknats för dem som uppgivit att de förvärvsarbetat minst en timme per vecka. Arbetstiden anges i antal timmar.

4.3. Skillnader i sysselsättning mellan olika födelsekohorter

En tredje informationskälla om förvärvsfrekvenser är registerdata från LISA. Då det inte går att få exakt samma definition av förvärvsarbete i LISA som i AKU, har SCB försökt efterlikna denna definition genom att relatera förvärvsarbete till inkomster av förvärvsarbete enligt AKU och därefter använda denna relation i LISA tillsammans med dess inkomstuppgifter för att prediktera om LISA-individerna förvärvsarbetar.

3

Förvärvsfrekvenser baserade på

3

”Klassificering av förvärvsarbetande sker med en modellbaserad metod där arbetskrafts-

undersökningen (AKU) från november används som dataunderlag. Sambandet mellan enkätsvaret om sysselsättning i AKU och administrativa variabler som lönebelopp, inkomst av aktiv förvärvsverksamhet, transfereringar med anknytning till arbete samt kön och ålder nyttjas. På detta sätt får vi samma definition av sysselsatt som i AKU. Modellskattningarna av sysselsatta genomförs för ca 25 olika grupper. Indelning sker efter ålder, kön, tidsmarkeringar på kontrolluppgiften och ålderspension. Klassificering gruppvis medger och resulterar i olika inkomstgränser vid avgränsningen.” (citat ur SCB, 2009).

denna definition återfinns i tabell 4.8 för ett antal födelsekohorter. Vi finner återigen hur förvärvsfrekvenserna avtog med stigande ålder i alla kohorter och att den största minskningen ägde rum i 60– 65 års åldern.

4

Under åren efter 65 varierade förvärvsfrekvenserna

mellan 5 och 20 procent beroende på kohort och ålder. I 70årsåldern var frekvenserna bara några få procent.

Det finns emellertid intressanta skillnader mellan kohorterna. I 50-årsåldern finner vi svagt avtagande förvärvsfrekvenser med stigande födelseår. Mellan 60 och 63 år avtog frekvenserna t.o.m. födelsekohorten 1937, men sedan steg de för de yngre kohorterna. I åldrarna 64–65 var frekvenserna i stort sett stabila, dock möjligen med en liten tendens att stiga för de yngsta kohorterna. För dem som var äldre än 65 ser vi en klar tendens till stigande förvärvsfrekvenser bland de yngsta kohorterna. Vi finner t.ex. att av dem som föddes 1940 förvärvsarbetade 18,6 procent i 66 års ålder och 15,7 procent i 67 års ålder. Detta motsvarar kalenderåren 2006 respektive 2007. Ökningen i förvärvsfrekvens började emellertid tidigare, se t.ex. kohort 1937 vid 66 års ålder, vilket motsvarar kalenderår 2003, eller kohort 1938 vid åldern 66, vilket motsvarar kalenderår 2004. Ökningen kan således inte enbart hänföras till den stimulanspolitik som den borgerliga regeringen införde vid sitt tillträde 2006. Pensionsreformerna bör inte heller ha haft någon större effekt på dessa kohorter, då deras pensioner i huvudsak bestäms av det gamla pensionssystemet.

4

LISA är en totalräknad statistik, varför det inte finns någon urvalsorsakad osäkerhet i de

uppgifter som presenteras. De skillnader som observeras i datamaterialet är de skillnader som finns i populationen. I de födelsekohorter som ingår i denna studie fanns ca 90 000 personer per kohort. Data omfattar tidsperioden 1990–007. LISA-variabeln SyssStat finns i tre varianter p.g.a. mindre definitionsförändringar. Under åren 1990–1992 användes SyssStatG, 1993–2002 användes SyssStat och 2003–2007 användes SyssStatJ.

Tabell 4.8 Förvärvsfrekvenser enligt LISA:s definition av förvärvsarbetande, redovisade efter ålder och födelsekohort

Födelsekohorter

Åldersgrupper

1930 1931 1932 1933 1934 1935 1936 1937 1938 1939 1940

50–54 0,864 0,864 0,862 0,850 0,845

55–59 0,763 0,774 0,778 0,770 0,772 0,756 0,744 0,737 0,733 0,736 60–63 0,569 0,538 0,514 0,506 0,505 0,500 0,497 0,496 0,522 0,539 0,576

64–65 0,293 0,292 0,297 0,299 0,270 0,262 0,267 0,302 0,261 0,293 0,332 66 0,101 0,104 0,121 0,091 0,093 0,093 0,115 0,157 0,172 0,170 0,186

67 0,082 0,099 0,068 0,071 0,070 0,084 0,119 0,116 0,126 0,139 0,157 68 0,086 0,056 0,056 0,056 0,068 0,095 0,091 0,856 0,098 0,113

69 0,047 0,047 0,044 0,055 0,078 0,074 0,071 0,077 0,091 70–74 0,032 0,035 0,039 0,045 0,045 0,051 0,060 0,067

75–79 0,019 0,022 0,025

I tabell 4.9 finns förvärvsfrekvenser enligt en något annorlunda definition. De som hade en förvärvsinkomst överstigande ett basbelopp räknas nu som förvärvsarbetande. Med denna definition låg förvärvsfrekvenserna i samma härad som med den tidigare. Basbeloppsdefinitionen gav i de flesta fall en något högre frekvens före 65 års ålder och en något lägre efter 65. Tendensen att förvärvsfrekvenserna över 60 år var högre i de yngre kohorterna än i de som var födda i början och mitten på 1930-talet står sig dock. Vid t.ex. 66 års ålder var förvärvsfrekvensen 7–8 procent i de äldre kohorterna men 15–17 procent i de yngre. Vid 67 års ålder var dessa frekvenser 5–7 procent respektive 12–14 procent.

Tabell 4.9 Förvärvsfrekvenser enligt en alternativ definition av förvärvsarbetande, redovisade efter ålder och födelsekohort

Födelsekohorter

Åldersgrupper

1930 1931 1932 1933 1934 1935 1936 1937 1938 1939 1940

50–54 0,861 0,862 0,863 0,858 0,853

55–59 0,761 0,774 0,781 0,780 0,783 0,770 0,758 0,754 0,751 0,757 60–63 0,606 0,580 0,557 0,553 0,547 0,545 0,543 0,545 0,570 0,587 0,614

64–65 0,289 0,286 0,293 0,295 0,288 0,284 0,297 0,316 0,354 0,375 0,413 66 0,069 0,068 0,070 0,079 0,086 0,097 0,108 0,117 0,147 0,160 0,174

67 0,052 0,053 0,056 0,065 0,073 0,078 0,085 0,094 0,117 0,128 0,144 68 0,044 0,046 0,050 0,057 0,063 0,065 0,073 0,078 0,088 0,100

69 0,039 0,041 0,046 0,051 0,053 0,058 0,064 0,068 0,080 70–74 0,027 0,029 0,031 0,034 0,038 0,044 0,052 0,058

75–79 0,016 0,018 0,020

En person räknades som förvärvsarbetande om dennes ersättning från förvärvsarbete översteg ett prisbasbelopp. Ersättning från förvärvsarbete beräknades som summan av variablerna kontant bruttolön, inkomst av aktiv näringsverksamhet, sjukpenning, havandeskapspenning, smittbärarpenning, sjuklönegaranti, skattepliktig arbetsskadeersättning, föräldrapenning vid barns födelse eller adoption, tillfällig föräldrapenning för vård av barn, närståendepenning och rehabiliteringsersättning. Förvärvsinkomst och arbetsrelaterade ersättningar redovisades endast när kontant bruttolön eller inkomst av aktiv näringsverksamhet eller motsvarande var större än noll.

I tabellerna 4.10–4.12 nedan visas hur förvärvsfrekvenserna samvarierade med kön, utbildning och familjetyp.

Tabell 4.10 Förvärvsfrekvenser enligt LISA:s definition av förvärvsarbetande,

redovisade efter ålder, kön och födelsekohort

Födelsekohort/kön

Åldersgrupper

1930 1931 1939 1940 Man Kvinna Man Kvinna Man Kvinna Man Kvinna

50–54 0,863 0,841 0,857 0,839 55–59 0,813 0,718 0,747 0,731 0,753 0,732 60–63 0,605 0,539 0,566 0,516 0,563 0,524 0,593 0,568 64–65 0,354 0,243 0,352 0,242 0,337 0,254 0,367 0,302 66 0,157 0,052 0,158 0,056 0,209 0,135 0,226 0,149 67 0,129 0,042 0,160 0,047 0,174 0,107 0,198 0,119 68 0,145 0,035 0,080 0,035 0,148 0,080 69 0,071 0,027 0,068 0,028 70–74 0,050 0,018 0,052 0,021 75–79 0,031 0,010 0,033 0,012

Oberoende av födelsekohort och ålder hade kvinnor lägre förvärvsfrekvens än män. Skillnaderna mellan könen var något mindre i de

yngsta kohorterna. Tendensen att en större andel arbetade efter 60 års ålder i de yngre kohorterna än i de äldre gällde bägge könen.

I tabell 4.11 nedan är det inte meningsfullt att göra jämförelser radvis, då genomsnittsåldern successivt minskar ju yngre kohorten är. Däremot kan man för varje kohort utläsa hur förvärvsfrekvensen varierade med utbildningsnivå. Som väntat finner vi att förvärvsfrekvensen var högre ju högre utbildningen var.

Tabell 4.11 Förvärvsfrekvenser enligt LISA:s definition av förvärvsarbetande,

redovisade efter utbildningsnivå och födelsekohort

Utbildningsnivå (SUN-grupp) Födelsekohorter

1930 1931 1932 1933 1938 1939 1940

1.Förgymnasial utbildning kortare än 9 år

0,198 0,227 0,255 0,284 0,482 0,525 0,569

2. Förgymnasial utbildning 9 år (eller motsvarande)

0,234 0,254 0,280 0,308 0,507 0,545 0,590

3. Gymnasial utbildning 0,244 0,270 0,299 0,325 0,534 0,581 0,637

4. Eftergymnasial utbildning kortare än två år

0,327 0,345 0,363 0,408 0,579 0,623 0,675

5. Eftergymnasial utbildning två år eller längre

0,327 0,355 0,374 0,408 0,630 0,681 0,714

6. Forskarutbildning

0,526 0,548 0,559 0,571 0,774 0,817 0,854

9. Uppgift saknas

0,021 0,026 0,033 0,062 0,176 0,174 0,205

Tabell 4.12 nedan visar att förvärvsfrekvenserna varierar även med familjetyp. Ensamstående utan barn hade den lägsta förvärvsfrekvensen, följd av ensamstående mödrar. Gifta par hade den högsta frekvensen. Dessa skillnader ska dock tolkas med viss försiktighet, då vi inte standardiserat för åldersskillnader.

Tabell 4.12 Förvärvsfrekvenser enligt LISA:s definition av förvärvsarbetande,

redovisade efter familjetyp och födelsekohort

Familjetyp Födelsekohort

1930 1931 1938 1939 1940

1. Makemaka familj (inkl. partnerskap) 0,230 0,268 0,567 0,615 0,669

2. Sambofamilj (med gemensamt barn) 0,214 0,251 0,528 0,585 0,622

3. Ensamstående far 0,297 0,350 0,631 0,659 0,689

4. Ensamstående mor 0,224 0,269 0,623 0,651 0,689

5. Ensamstående (övriga) 0,149 0,177 0,440 0,483 0,536

Då vi i LISA-data kan följa enskilda individer, kan man beräkna övergångsfrekvenser till och från förvärvsarbete. Tabell 4.13 nedan visar sådana frekvenser efter kön och ålder, för kohorterna födda 1938–1940. Av de förvärvsarbetande män som var 64 år lämnade ca 50 procent förvärvsarbetet innan påföljande år. För kvinnor var motsvarande andel 60 procent. Endast 0,6 procent av de 64-åriga män och 0,2 procent av de 64-åriga kvinnor, vilka inte var förvärvsarbetande, började förvärvsarbeta under påföljande år. Avgångsfrekvenserna från förvärvsarbete sjunker med stigande ålder. De är hela tiden större för kvinnorna än för männen. Andelen som börjar förvärvsarbeta på nytt är störst i 65 årsåldern, nämligen 9 procent av männen och 6 procent av kvinnorna. För personer äldre än 65 år är det närmare 3 procent av männen som återgår till arbete per år och drygt 1 procent av kvinnorna.

Tabell 4.13 Övergångsfrekvenser från och till förvärvsarbete för

födelsekohorterna 1938–1940, redovisade efter ålder och kön

Ålder Män

Kvinnor

Från förvärvsarbete

Till förvärvsarbete

Från förvärvsarbete

Till förvärvsarbete

64/65 50,24 0,62 60,49 0,19 65/66 37,66 9,39 40,34 6,10 66/67 28,37 2,80 31,88 1,30 67/68 30,93 2,76 36,54 1,14 68/69 24,42 2,82 26,74 1,16

Tabellen redovisar övergångsfrekvenser som procent av förvärvsarbetande respektive ej förvärvsarbetande.

Det finns några få äldre personer som upprepade gånger återvänder till arbetsmarknaden (se tabell 4.14). Om vi använder LISA:s definition av förvärvsarbetande är det 92,5 procent som aldrig återvänder till förvärvsarbete efter 64 års ålder, 6,6 procent som återvänder en gång, 0,8 procent som återvänder två gånger och endast 0,03 procent som återvänder tre gånger. När vi i stället definierar förvärvsarbete med hjälp av basbeloppet blir frekvenserna snarlika, även om något färre återvänder till förvärvsarbete enligt denna definition.

Tabell 4.14 Antal individer i födelsekohorterna 1936–1937 som efter 64 års

ålder aldrig återvänder, respektive som återvänder en eller flera gånger till förvärvsarbete efter att ha varit utan förvärvsarbete

Antal gånger

Förvärvsarbete enligt SCB:s LISAdefinition

Förvärvsarbete om förvärvsinkomsten översteg ett basbelopp

Antal individer Andel (%) Antal individer Andel (%) 0 160683 92,55 163948 94,43 1 11543 6,65 8726 5,03 2 1339 0,77 895 0,52 3 51 0,03 47 0,03 Summa 173616 100,00 173616 100,00

Data omfattar perioden 2001–2007.

5. En statistisk analys av medelålders och äldre personers förvärvsfrekvenser

Vi har redan konstaterat att förvärvsfrekvensen varierar med ålder och kön samt med vilket land man bor i. Vi har också sett att egna företagare har en högre förvärvsfrekvens än anställda. Det är inte svårt att rada upp ytterligare faktorer som kan förklara om människor förvärvsarbetar eller ej. En viktig faktor är hälsan. Personer med hälsoproblem har, beroende på problemets art och tillgången på lämpliga arbeten, större eller mindre svårigheter att arbeta. Utbildning förklarar också skillnader i förvärvsfrekvens. Ju längre utbildning en person har, desto mer har vederbörande investerat i humankapital, och desto större måste den totala avkastningen på investeringen vara för att den ska löna sig. En person med lång utbildning, och som kommer ut i förvärvslivet relativt sent, har därför incitament att inte sluta förvärvsarbeta tidigt. Bidragande till att personer med lång utbildning stannar på arbetsmarknaden relativt länge är också att de i regel får arbeten som inte är fysiskt krävande. Många av dem har dessutom arbeten som de finner intressanta och som tillför andra värden än de rent ekonomiska.

Hushållets storlek och ekonomi påverkar också beslutet att förvärvsarbeta. Stora hushåll medför en större försörjningsbörda, vilket kan innebära att fler hushållsmedlemmar måste förvärvsarbeta längre. Om fritid är en inkomstelastisk ”vara” kommer de som har höga inkomster per tidsenhet och stora tillgångar välja bort förvärvsarbete, medan de som har låga inkomster måste förvärvsarbeta för att försörja sig. Fritid tillbringad tillsammans med någon närstående har ofta ett större nyttovärde än fritid tillbringad på egen hand. Gifta och samboende försöker därför gå i pension ungefär samtidigt. Efterfrågan på arbetskraft på den ort man bor påverkar också förvärvsfrekvenserna. På stora orter med

ett varierat näringsliv är det lättare att finna ett passande arbete än på små orter med ett fåtal arbetsgivare. Förvärvsfrekvenserna kan därför förväntas vara större i storstadsområdena än på landsbygden.

Så kallade probitanalyser kan användas för att undersöka hur var och en av dessa faktorer påverkar förvärvsfrekvenserna, samtidigt som man kontrollerar för effekterna av de övriga variablerna. I de analyser som presenteras nedan har en jämförelsenorm eller referenskategori utsetts, t.ex. män i en viss åldergrupp, och som har grundutbildning samt bor i en storstad. Förvärvsfrekvensen för personer med andra egenskaper än dessa jämförs sedan med normens förvärvsfrekvens (dvs. sannolikhet att arbeta). Således skattas skillnader i sannolikheter att förvärvsarbeta, t.ex. skillnaden mellan man och kvinna och skillnaderna mellan olika åldersgrupper, under förutsättning att effekterna av andra förklarande variabler standardiserats bort. Sådana skillnader kallas i fortsättningen marginalskillnader.

1

Det vi erhåller är skattningar av marginal-

skillnaderna, och de är behäftade med större eller mindre osäkerhet, vilken mäts med en standardavvikelse. Tolkningar och kommentarer kommer främst att baseras på punktskattningarna av marginalskillnaderna såvida dessa är beaktansvärda. Nedan presenteras och kommenteras först resultat baserade på SHARE-data och därefter resultat från LISA:s registerdata.

5.1. En statistisk analys av förvärvsfrekvenser i olika länder (baserad på SHARE-data)

SHARE gör det möjligt att genomföra en analys för alla i undersökningen deltagande länder. Figurerna 5.1–5.5 och tabell 5.1 sammanfattar resultaten. Detaljerade resultat inklusive osäkerhetsskattningar finns i bilaga 3, tabell A5.1. Jämförelsenormen är i detta fall en ensamstående man som är 50–54 år, bor i en storstad i Österrike, har grundutbildning, utmärkt hälsa och ingen IADL-

1

I den ekonometriska litteraturen användes ofta terminologin ”marginaleffekter”. Då inte

strukturella ekonometriska modeller användes i denna studie utan endast statistiska modeller, är det bättre att använda terminologin ”marginalskillnader”. Dessa ska inte tolkas som (potentiella) policyeffekter av förändringar i de förklarande variablerna. För diskreta variabler beräknas den marginella skillnaden som en skillnad i förhållande till respektive variabels basnivå. För kontinuerliga variabler, som t.ex. relativ arbetslöshet, beräknas marginalskillnaden som en derivata för den arbetslöshetsprocent som gällde respektive år.

nivå.

2

Han är inte egenföretagare och har mycket stor svårighet att

få sin ekonomi att gå ihop. För en person med dessa karaktäristika skattas sannolikheten att förvärvsarbeta till ca 10 procent.

Figur 5.1 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta, med avseende på land

0,00 0,05 0,10 0,15 0,20 0,25 0,30 0,35

Ös

te

rri

ke

Tys

kla

nd

Sve

rig

e

Ned

er

lände

rn

a

Sp

ani

en

Ital

ien

Fr

an

kr

ike

Da

nma

rk

Gre

kla

nd

Sc

hwe

iz

Be

lgie

n

Tje

ck

ie

n

Po

len

Jämförelseland är Österrike.

I figur 5.1 demonstreras att förvärvsfrekvenserna är högre i Sverige, Schweiz och Danmark än i de övriga länderna. Jämfört med Österrike, Polen och Belgien, som har de lägsta frekvenserna, är förvärvsfrekvensen i Sverige nästan 30 procentenheter högre i åldergruppen 50+, sedan vi kontrollerat för övriga observerade skillnader mellan länderna.

Figur 5.2 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvarbeta, med avseende på urbaniseringsgrad

)

-0,02 -0,01 -0,01

0,00 0,01 0,01 0,02

Storstad Förort Större stad Mindre stad Landsbygd

Referenskategori är storstad.

2

Instrumental Activities of Daily Living (IADL) är test av förmågan att kunna sköta i

vardagen vanligt förekommande sysslor. Den som inte har någon IADL-nivå har inga problem med att utföra dessa sysslor.

Urbaniseringsgrad har inte så stor effekt (se figur 5.2 ovan). Förvärvsfrekvensen är endast någon procent större i storstäderna jämfört med i mindre städer och på landsbygden.

Ålderseffekterna är däremot betydande, vilket illustreras i figur 5.3. Efter 65 år minskar sannolikheten att förvärvsarbeta med 30 à 40 procentenheter och fortsätter att minska i högre åldrar. Kvinnor i åldrarna 50–65 har ca 10 procentenheter lägre sannolikhet att förvärvsarbeta än män i motsvarande åldrar. I högre åldrar är skillnaden endast ca hälften så stor (se tabell 5.1 nedan).

Figur 5.3 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på ålder

( )

-0,60 -0,50 -0,40 -0,30 -0,20 -0,10

0,00

50-54 55-59 60-64 65 66 67 68-69 70-74 75-

Referenskategori är åldersgruppen 50–54 år.

Lever man i ett hushåll med fler än två medlemmar och är högst 65 år gammal är förvärvsfrekvensen någon procentenhet större än i mindre hushåll (se tabell 5.1 nedan). Bland äldre personer är skillnaden på grund av hushållsstorlek så stor som ca 10 procentenheter. Möjligen är det ett uttryck för att de som lever i stora hushåll med stor försörjningsbörda har en större press på sig att fortsätta förvärvsarbeta för att få en hygglig ekonomisk standard.

Tabell 5.1 Skattade marginella skillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta (probitanalys på SHARE-data från år 2006/2007)

Förklarande variabel Marginella skillnader Standardfel Z Född i landet Född utomlands -0,005 0,007 -0,70 Född utomlands och äldre än 65 år -0,039 0,019 -2,01 Man Kvinna -0,096 0,005 -19,16 Kvinna och äldre än 65 år 0,049 0,014 3,54 Hushållsstorlek ≤2 Hushållsstorlek >2 0,011 0,005 2,25 Hushållsstorlek >2 och äldre än 65 år 0,087 0,025 3,45 Grundutbildning Gymnasieutbildning 0,033 0,005 6,55 Högskola 0,084 0,007 12,06 Ensamstående Gift/sambo med arbetande partner 0,014 0,007 2,16 Gift/sambo med ej arbetande partner -0,036 0,006 -6,13 Gift/sambo med arbetande partner och äldre än 65 år 0,019 0,027 0,70 Gift/sambo med ej arbetande partner och äldre än 65 år -0,011 0,015 -0,76 Ingen IADL-nivå Om IADL-nivå -0,087 0,006 -15,04 Ingen inkomst från företagande föregående år Inkomst från företagande föregående år 0,172 0,010 16,44

Inkomst från företagande föregående år och äldre än 65 år

0,084 0,018 4,70

Pseudo R2

0,510

Antal observationer

31971

Även de variabler som finns representerade i figurerna 5.1–5.5 har använts i modellen. Data från alla i SHARE medverkande länder ingår i analysen. I kolumnen Z listas testvärden från s.k. Z-test som testar hypotesen att den marginella skillnaden är noll. Om testvärdet till sitt belopp är större än Z förkastas hypotesen på approximativt 5% nivå.

Sannolikheten att en person i åldersgruppen 50–65 år, som är gift eller samboende, ska förvärvsarbeta är ca 5 procentenheter större om partnern också förvärvsarbetar än om denne inte gör det. Effekten av att ha en förvärvsarbetande partner blir ännu större efter 65 års ålder: ca 8 procentenheter. Att vara född utomlands har ingen signifikant effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta före 65 års ålder, men minskar däremot sannolikheten att förvärvsarbeta efter 65 års ålder med några procentenheter. Utbildning har en tydlig positiv effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta. De som

har högskoleutbildning har ca 8 procentenheters större sannolikhet än de som har grundskola.

Figur 5.4 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta, med avseende på hälsa, redovisade per åldersgrupp

Utmärkt Mycket

god

God och Hygglig

Dålig

-0,15 -0,10 -0,05

0,00 0,05 0,10

Utmärkt Mycket

god

God och Hygglig

Dålig

( g )

50-65 år

66- år

Referenskategori är utmärkt hälsa.

SHARE innehåller uppgifter om självrapporterad hälsa. Vi har använt svaren på frågan ”Tycker du att din hälsa är: utmärkt, mycket god, god, hygglig eller dålig?”

3

De som i 50–65 års ålder uppger att de

har en dålig hälsa har en förvärvsfrekvens som är 10–11 procentenheter lägre än de som har utmärkt hälsa, men i övrigt har jämförbara egenskaper, se figur 5.4. Efter 65 års ålder tycks hälsoskillnader inte ha någon större effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta. Den höga positiva stapeln i diagrammet är inte signifikant skild från de övriga staplarna för åldersgruppen 66+. I SHARE finns det också ett frågebatteri som gör det möjligt att bestämma IADL-poäng för respondenterna. De som har en IADL-nivå har ca 9 procentenheter lägre sannolikhet att förvärvsarbeta än de som inte har en IADL-nivå (se tabell 5.1).

I stället för att använda respondenternas (osäkra) uppskattningar av hushållens disponibla inkomster har vi valt att använda deras svar på en fråga om hur lätt de får hushållets ekonomi att gå ihop. Svaren gavs på en fyrgradig skala: med stor svårighet, med viss svårighet, ganska lätt samt lätt, och resultatet redovisas nedan.

3

Den s.k. amerikanska skalan.

Figur 5.5 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på hur lätt hushållet får ekonomin att gå ihop

Med stor svårighet

Med viss svårighet

Ganska lätt Lätt

-0,02

0,00 0,02 0,04 0,06 0,08 0,10 0,12

Med stor svårighet

Med viss svårighet

Ganska lätt Lätt

p

g

50-65 år

66 - år

Referenskategori är med stor svårighet.

Det visar sig att respondenter som är högst 65 år och lever i hushåll med god ekonomi har om kring 10 procentenheter större sannolikhet att förvärvsarbeta än de som lever i hushåll där man har svårt att få ekonomin att gå ihop. Efter 65 års ålder tycks hushållsekonomin inte ha lika stor betydelse. Det är inte uppenbart hur man ska tolka dessa resultat. Det är ju möjligt att hushåll med dålig ekonomi har det just därför att de personer som ingår i hushållet inte har något arbete.

För att undersöka om egna företagares förvärvsfrekvenser skiljer sig från övriga personers har en indikatorvariabel använts, och den anger om respondenten hade inkomster av företagande under närmast föregående år. Även i detta datamaterial visar sig egna företagare ha en större sannolikhet att förvärvsarbeta jämfört med anställda, ca 8 procentenheter större i åldergruppen 50–65 år och ca 18 procent större i de högre åldrarna.

4

De resultat som hittills presenterats baserades på SHARE-data för samtliga länder. De effekter vi kunnat avläsa för de förklarande variablerna (med undantag av ländervariablerna) får därför

4

Den probitanalys som hittills redovisats har utförts med oviktade data. Om urvals-

sannolikheterna eller responssannolikheterna är korrelerade med sannolikheten att förvärvsarbeta kan en oviktad analys resultera i en snedvridning av resultaten. För att se om de är känsliga för viktning eller ej har samma modell som ovan skattats även med de kalibrerade vikterna. En jämförelse mellan dessa resultat och de ursprungliga finns i tabell A5.2 i bilaga

3. Med denna viktning får man inte exakt samma skattningar, men för de flesta variabler är skillnaderna små. Några undantag finns. Effekten av att vara född utomlands blir inte signifikant skild från noll, och betydelsen av om partnern arbetar eller ej ökar något. De kalibrerade vikterna är bara konstruerade för att återge populationens köns- och ålderfördelningar korrekt. För att svara på den väsentliga frågan om responssannolikheterna är beroende av om man förvärvsarbetar eller ej, krävs en grundligare analys av orsakerna till bortfallet i SHARE.

uppfattas som genomsnittliga effekter för alla länder. Skattar man motsvarande modell för varje land för sig, får man i allmänhet andra resultat. För att undersöka hur olika skattningarna kan bli för olika länder, har modellen skattats för Sverige och Danmark, för ett centraleuropeiskt land (Tyskland) och ett sydeuropeiskt (Italien). När datamaterialet bröts ned på nationell nivå blev urvalsstorleken mycket mindre, mellan två och tre tusen individer per land, vilket medförde att antalet signifikanta effekter minskade. Det vi får göra är att fokusera på de beaktansvärda skillnader vi finner mellan länderna. En del av dessa skillnader illustreras i några figurer nedan. Övriga resultat finns i bilaga 3, tabellerna A5.3 och A5.4.

Figur 5.6 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på ålder för några olika länder

Referenskategori är åldersgruppen 50–54 år.

Ålderseffekterna visar betydande skillnader mellan de fyra länderna. I Tyskland är det enligt dessa resultat mycket små skillnader mellan olika åldergrupper i sannolikheten att arbeta, medan det är stora skillnader i Danmark och Italien. Sverige intar en mellanställning, då sannolikheterna är förhållandevis höga fram till 70-årsåldern. Först därefter minskar de markant.

I alla länder utom Sverige har kvinnor ca 7 procentenheter lägre sannolikhet att arbeta än män. I Sverige är skillnaden mindre. Punktskattningen är 3 procentenheter med ett 95-procentigt konfidensintervall på ± 4,3. Vi kan således varken förkasta hypotesen att det inte är någon skillnad mellan kvinnor och män, eller att skillnaden är lika stor som i de övriga länderna!

Endast i Tyskland finner vi en signifikant negativ effekt av att vara född utomlands. I alla fyra länderna är skillnaden mellan stad och landsbygd i sannolikhet att arbeta liten och insignifikant. Även effekten av hushållsstorlek är insignifikant i alla länder. Utbildning har en positiv effekt på sannolikheten att arbeta i alla länder. Skillnaden i förvärvsfrekvens mellan grundskoleutbildade och högskoleutbildade är störst i Tyskland och minst i Sverige, men den skillnaden mellan länderna är knappast statistiskt signifikant. Effekten av att ha en partner som förvärvsarbetar är positiv i alla länder, men bara signifikant skild från noll i Sverige, Danmark och Tyskland för dem som är mellan 50 och 65 år, samt i Italien för dem som är över 65 år (se figur 5.7).

Figur 5.7 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på att ha en arbetande partner (efter ålder och land)

Referenskategori är ingen arbetande partner.

Figur 5.8 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta i åldrarna 50–65 år, med avseende på hälsa, redovisat efter land

Referenskategori är utmärkt hälsa.

Skattningarna av marginalskillnaderna av hälsa i figur 5.8 avser åldersgruppen 50–65 år. För äldre än 65 år är skattningarna så osäkra att det är svårt att veta om de skiljer sig från den yngre gruppens skattningar i figuren. I Danmark och Sverige har hälsotillståndet stor betydelse för om man förvärvsarbetar, medan det i det närmaste saknar betydelse i Italien. Tyskland intar ett mellanläge. Förekomst av IADL-nivå ger ett liknande resultat. Vi får en stor negativ och signifikant effekt i alla länder utom Italien. Kan dessa skillnader bero på att det i Danmark och Sverige finns ett mer generöst socialförsäkringssystem som gör det lättare för människor med hälsoproblem att avstå från förvärvsarbete? Eller är det lättare att behålla ett arbete i Sydeuropa om man har hälsoproblem?

5.2. Sannolikheten att medelålders och äldre personer fortsätter att förvärvsarbeta (SHAREdata)

Ovanstående analyser baserades på alla respondenter i åldern 50 år och äldre, även de som över huvud taget inte tillhörde arbetskraften. För att i stället fokusera på dem som fortsätter att förvärvsarbeta har vi selekterat ut den grupp som förvärvsarbetade eller var arbetslösa 2003 och undersökt sannolikheten att samma personer förvärvsarbetade 2006/2007. Tabell 5.2 listar dessa förvärvsfrekvenser efter land, urbaniseringsgrad, ålder etc.

Tabell 5.2 Procentandel som fortsätter förvärvsarbeta av dem som var förvärvsarbetande eller arbetslösa 2003 (enligt SHARE 2006/2007)

Variabel Andel (%)

som arbetar 2006/2007

Urvalsstorlek

Variabel Andel (%)

som arbetar 2006/2007

Urvalsstorlek

Total

75,36 5 501 Hushållsstorlek

Land

1

69,71 731

Österrike

73,84 239 2

73,22 2 937

Tyskland

71,94 474 3

79,37 936

Sverige

81,98 857 4

83,44 674

Nederländerna 78,30 550 5

79,96 172

Spanien

74,08 275 >5

92,02 51

Italien

67,88 327 Grundutbildning

69,98 1 750

Frankrike

79,88 594 Gymnasieutbildning

75,31 1 774

Danmark

77,24 504 Högskola

80,03 1 948

Grekland

87,65 658 Ensamstående

71,93 972

Schweiz

82,68 295 Gift/sambo med arbetande partner

85,15 2 072

Belgien

79,14 728 Gift/sambo med ej arbetande partner

70,08 2 457

Född utanför EU? Ingen IADL-nivå

75,59 5 431

IADL-nivå 55,84 70

Född i resp. EU-

land

75,84 5 104

Självrapporterad hälsa:

Född utomlands 70,54 397 Utmärkt

82,25 818

Urbaniseringsgrad Mycket god

82,20 1 522

Storstad

77,16 772 God och

75,39 2 241

Förort till storstad 80,86 1 091 Hygglig

66,12 776

Större stad

74,63 1 015 Dålig

53,93 144

Mindre stad

72,63 1 235 Hushållet får ekonomin att gå ihop:

Landsbygd

73,99 1 388 Med stor svårighet

64,95 307

Ålder Med viss svårighet

69,89 1 113

50–54 år

91,58 1 290 Ganska lätt

77,97 1 967

55–59 år

82,79 2 227 Lätt

78,65 2 114

60–64 år

59,24 1 349 Hushållet får ekonomin att gå ihop:

65 år

36,72 147 Med stor svårighet och ≥66 år

42,18 18

66 år

17,36 85 Med viss svårighet och ≥66 år

11,51 45

67 år

12,12 75 Ganska lätt och ≥66 år

15,29 110

68–69 år

26,74 79 Lätt och ≥66 år

26,13 126

70–74 år

26,63 36 Om egenföretagare:

75– år

25,07 24 Ingen inkomst från eget företagande föregående år 73,14 4 701

Kön

Man

75,45 2 864

Upp till 50% av förvärvsinkomsten från eget

företagande föregående år

88,54 195

Kvinna

75,24 2 637 Mellan 50% och 99% av förvärvsinkomsten från eget

företagande föregående år

90,22 67

Hela förvärvsinkomsten från eget företagande

föregående år

88,12 538

Andelarna är beräknade med kalibrerade vikter. Populationen består av personer som var 50 år eller äldre år 2003, och som förvärvsarbetade eller var arbetslösa vid undersökningstillfället detta år.

Totalt var det 5 501 individer som medverkade i SHARE-undersökningarna vid bägge tillfällena och som var förvärvsarbetande eller arbetslösa vid det första. De tillhörde alla åldersgruppen 50+ och andelen som även arbetade vid det andra undersökningstillfället var ca 75 procent. I Italien, Tyskland, Österrike och Spanien är det färre som fortsätter förvärvsarbeta än t ex i Grekland, Schweiz och Sverige, vilka är de tre länder som ligger över 80 procent. I storstadsregionerna är benägenheten att fortsätta arbeta större än i mindre städer och på landsbygden.

Respondenternas ålder har, som vi redan sett, stor betydelse för om man förvärvsarbetar eller ej. Åldersangivelsen i tabellen avser ålder vid det andra intervjutillfället. I den yngsta åldergruppen, 50– 54 år, fortsatte nästan alla förvärvsarbeta. Därefter sjönk frekvenserna till ca 60 procent i 60–64 års ålder. Vid 65 års ålder, då de flesta går i pension, var andelen som stannade i arbete så pass hög som 37 procent, troligen p.g.a. att alla ännu inte fyllt år vid intervjutillfället.

5

Därefter sjönk frekvenserna ytterligare och nådde ett

minimum på 12 procent vid 67 års ålder. Dessa personer var således 63 à 64 år 2003 och majoriteten pensionerades förmodligen vid 65. Andelen som fortsatte förvärvsarbeta trots att de var ännu äldre stabiliserades på nivån 25 à 27 procent. Orsaken till att denna siffra är högre än de 12 procenten vid 67 år bör vara att gruppen redan 2003 bestod av en selekterad kärna av människor med starka preferenser (eller andra skäl) för att förvärvsarbeta.

Någon väsentlig skillnad mellan mäns och kvinnors benägenhet att fortsätta arbeta finner vi inte. De som tillhörde arbetskraften och bodde i stora hushåll hade något större benägenhet att stanna på arbetsmarknaden än de som bodde i små hushåll. Cirka 70 procent av dem med grundskoleutbildning och 80 procent av de högskoleutbildade fortsatte att förvärvsarbeta. Bland dem som hade en arbetande partner fortsatte 85 procent att arbeta. Endast 70 procent av dem som inte hade en arbetande partner eller var ensamstående fortsatte arbeta.

Av dem som hade en IADL-nivå var det bara ca 56 procent som fortsatte att arbeta. Av dem som ansåg sig ha en dålig hälsa var det 54 procent som fortsatte, medan 82 procent av dem som hade en utmärkt eller mycket god hälsa fortsatte att arbeta.

Om man var mellan 50 och 65 år och tillhörde ett hushåll som hade lätt att få ekonomin att gå ihop, var sannolikheten större för

5

Ålder har beräknats som intervjuår minus födelseår.

att man skulle fortsätta förvärvsarbeta än om man tillhörde ett hushåll som hade svårt att få ekonomin att gå ihop. Som tidigare påpekats kan förklaringen vara att de som inte kunde förvärvsarbeta utan måste leva av sin pension hade svårare att få ekonomin att gå ihop än de som hade god hälsa och kunde fortsätta att arbeta. För dem som var äldre än 65 år finner vi däremot att andelen som fortsatte arbeta var högst om hushållet endast med stor svårighet fick ekonomin att gå ihop. Vi kan kanske tolka detta så att de som hade det ekonomiskt kärvt fortsatte arbeta efter 65 av nödtvång. Slutligen kan vi konstatera att ca 90 procent av dem som helt eller delvis hade sin inkomst från företagande fortsatte att arbeta, medan endast ca 73 procent av anställda utan företagarinkomster gjorde det.

Ovanstående frekvenser gäller alla länder. I tabell 5.3 redovisas resultaten från en probitanalys för Sverige. Antalet observationer blir dock relativt få, vilket gör att det inte går att få stor precision i skattningarna. Ålder har ungefär samma effekt på sannolikheten att arbeta som tidigare, dvs. ju högre ålder desto lägre sannolikhet att fortsätta arbeta. Minskningen i sannolikhet är särskilt stor vid 65– 66 års ålder. Det finns ingen signifikant skillnad mellan könen i sannolikhet att arbeta. De skattade marginalskillnaderna för utbildningsvariabeln ser ut ungefär som tidigare med högst sannolikhet för högskoleutbildade, men precisionen är dålig. Gifta och samboende med en arbetande partner har ca 10 procentenheter större sannolikhet att fortsätta arbeta. Hälsovariablerna är signifikanta och har de förväntade effekterna. Ju bättre hälsa desto större sannolikhet att fortsätta arbeta. Även att vara egen företagare och att ha mer eller mindre stor svårighet att få hushållsekonomin att gå ihop ger ungefär samma resultat som tidigare.

Tabell 5.3 Marginalskillnader med avseende på sannolikheten att förvärvsarbeta (enligt SHARE 2006/2007) givet att man var förvärvsarbetande eller arbetslös 2003 (enbart Sverige)

Förklarande variabel Marginalskillnad Standardfel Z

Ålder

50–54 0 55–59 -0,002 0,049 -0,03 60–64 -0,163 0,054 -2,99 65 -0,465 0,106 -4,40 66 -0,853 0,030 -28,12 67 -0,704 0,099 -7,12 68–69 -0,711 0,099 -7,16 70– -0,730 0,123 -5,93

Man

0

Kvinna

-0,014 0,027 -0,53

Grundutbildning

0

Gymnasial utbildning

0,014 0,035 0,39

Högskoleutbildning

0,048 0,030 1,61

Ensamstående

0

Gift/sambo med arbetande partner

-0,040 0,045 -0,90

Gift/sambo utan arbetande partner

-0,104 0,043 -2,41

Ingen IADL-nivå

0

IADL-nivå

-0,501 0,190 -2,63

Självrapporterad hälsa

Utmärkt 0 Mycket god -0,068 0,045 -1,49 God -0,111 0,047 -2,37 Hygglig -0,153 0,063 -2,42 Dålig -0,392 0,130 -3,01

Andel med företagarinkomst föregående år

0 %

0

1–49% 0,122 0,030 4,03 50–99% 0,066 0,069 0,95 100% 0,096 0,030 3,24

Hushållsekonomin går ihop med:

Stor svårighet

0

Viss svårighet

0,068 0,067

1,02

Ganska lätt

0,121 0,078

1,55

Lätt 0,198

0,098 2,02

Predikterad sannolikhet att arbeta för nollalternativet

0,860

Antal observationer

834

Pseudo R2

0,302

5.3. Förvärvsfrekvenser i födelsekohorterna 1938– 1940. En analys av registerdata från LISA och Patientregistret

Samma typ av analyser som gjorts på SHARE-data kan också göras på LISA-data. Då vi kan följa enskilda individer under en längre tid i LISA kan vi beakta att varje individ har sina egna individuella egenskaper som påverkar sannolikheten att arbeta, även om vi endast kan observera ett fåtal av dem.

6

Nedan presenteras resulta-

ten från en analys av sannolikheten att förvärvsarbeta för män respektive kvinnor födda 1938–1940. I tabell 5.4 redovisas marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta för ett urval variabler. De ursprungliga skattningarna och fler detaljer finns i bilaga 3, tabell A5.5.

I motsats till tidigare (jfr avsnitt 4.3) finner vi nu att födelsekohorten 1940 har en lägre sannolikhet att förvärvsarbeta än de två äldre kohorterna. Det gäller både män och kvinnor. Den genomsnittliga skattade skillnaden i sannolikhet är drygt 4 procentenheter i åldern 50–65 år och i högre ålder ca 2 procentenheter för män och 1 procentenhet för kvinnor. Förklaringen bör vara att jämförelsen mellan kohorterna nu standardiserats för skillnader i ett antal egenskaper, vilket inte gjordes i avsnitt 4.3. Det innebär att 1940 års födelsekohort, i jämförelse med tidigare kohorter, i något större utsträckning har egenskaper som är positivt korrelerade med förvärvsarbete, såsom högre utbildning och bättre hälsa.

Hälsotillståndet mäts i denna analys med en något ”trubbigare” variabel än i analysen av SHARE-data, nämligen summan av antalet dagar som individen varit inlagd på sjukhus sedan 1990. Det kvalitativa resultatet blir dock detsamma. Ju längre tid man varit inlagd på sjukhus desto mindre är sannolikheten att man förvärvsarbetar under året. Skillnader i hälsotillstånd har något större betydelse för sannolikheten att arbeta före 65 års ålder än efter. Det gäller i synnerhet för kvinnor. En rimlig förklaring är att de som har allvarliga hälsoproblem lämnar arbetsmarknaden redan före 65 års ålder och att kvarvarande hälsoskillnader bland dem som fortfarande arbetar efter att ha fyllt 65 inte har så stor betydelse för om de kan förvärvsarbeta eller ej. Ytterligare en förklaring kan vara att deltidsarbete är vanligare efter 65 än före, och att det kan vara

6

Detta är en s.k. paneldata probit. De resultat som presenteras bygger på en s.k. ”random

effects probit”, vilket innebär att de icke observerade individuella egenskaperna antas vara okorrelerade med de observerade variablerna.

lättare att klara ett deltidsarbete än ett heltidsarbete om man har hälsoproblem.

Utbildning har en positiv effekt på sannolikheten att förvärvsarbeta. Sannolikheten är särskilt stor för dem som har forskarutbildning. Sannolikheten att en 50–64 år gammal forskarutbildad man ska förvärvsarbeta är ca 20 procentenheter större än för en grundskoleutbildad man. Utbildningseffekten är större för kvinnor än för män. Utbildning har en positiv effekt även efter 65 års ålder, men effekten är något mindre än före 65.

De som är företagare (hade inkomst från företagande föregående år) har en större sannolikhet att förvärvsarbeta än anställda, och för män förstärks effekten efter 65 års ålder. Sannolikheten att förvärvsarbeta efter 65 år är 17 procentenheter större för manliga egna företagare än för manliga anställda.

Ensamstående har större sannolikhet att förvärvsarbeta än gifta och samboende, och sannolikheten för gifta är större än för samboende.

7

I åldersgruppen 50–65 år är skillnaderna mellan

ensamstående och gifta män, respektive mellan gifta och samboende män, ca 8 och 6 procentenheter. För kvinnor är motsvarande skillnader 11 respektive 2 procentenheter. Efter 65 år är skillnaderna något mindre.

Ju större den disponibla inkomsten är, desto större är sannolikheten att arbeta. Efter 65 års ålder är inkomsteffekten mindre än före 65. Som tidigare framhållits kan orsakssambandet mycket väl vara det omvända, dvs. att man har en högre inkomst därför att man förvärvsarbetar. Att effekten av hög inkomst minskar efter 65 kan bero på att de med högst inkomst lämnat förvärvsarbetet vid 65 års ålder. Skattningarna visar också att inkomstskillnader har något mindre betydelse för kvinnornas förvärvsfrekvenser än för männens. Det innebär att i jämförelse mellan en höginkomst- och en låginkomstfamilj är skillnaden i kvinnornas förvärvsfrekvens mindre än skillnaden i männens. En förklaring kan vara att det är männen som har de högsta lönerna och att kostnaden att avstå från förvärvsarbete är större för dem än för kvinnorna, samtidigt som en hög familjeinkomst gör det möjligt för gifta eller samboende kvinnor att avstå från förvärvsarbete.

Ju större den allmänna arbetslösheten är, desto mindre sannolikhet har de undersökta kohorterna av män att förvärvsarbeta. Skattningen för kvinnor i åldern 50–64 år är positiv! Vid allmän

7

I LISA:s registerdata begränsas definitionen av samboende till samboende med gemen-

samma barn.

arbetslöshet skulle således förvärvsfrekvensen bland dessa medelålders kvinnor öka något, möjligen för att kompensera att en del män slutar arbeta? Jämfört med effekterna av de andra variablerna kan man dock inte anse att inflytandet från det allmänna arbetsmarknadsläget är särskilt stort för dessa åldergrupper, som bör vara relativt fast etablerade på arbetsmarknaden. Arbetsmarknadsläget har större betydelse för de äldre över 65 än för åldersgruppen 50– 64. För 65+ är skattningen negativ både för män och kvinnor.

Tabell 5. 4 Marginalskillnader i sannolikheten att förvärvsarbeta med avseende på ett urval variabler för födelsekohorterna 1938– 1940, redovisade efter kön och ålder

Män Kvinnor Variabel Marginalskillnader Std. fel Marginalskillnader Std. fel

50–65 år 66+ år 50–65 år 66+ år 50–65 år 66+ år 50–65 år 66+ år

Födelseår 1938

0 0 0 0

1939 -0,001 -0,001 0,002 0,001 -0,000 -0,000 0,002 0,001 1940 -0,045 -0,024 0,003 0,001 -0,041 -0,009 0,003 0,001

Familjetyp

Gifta

0 0 0 0

Samboende -0,064 -0,027 0,004 0,001 -0,023 -0,004 0,005 0,001 Ensamstående 0,084 0,056 0,001 0,001 0,115 0,036 0,001 0,001

Utbildning

Grundutbildning 0 0 0 0 Gymnasial utbildning

0,034 0,026 0,002 0,001 0,127 0,017 0,002 0,000

Högskola 0,084 0,057 0,002 0,002 0,228 0,041 0,002 0,001 Forskarutbildning 0,214 0,196 0,004 0,009 0,341 0,159 0,006 0,014

Företagare

Ej egenföretagare 0 0 0 0 Egenföretagare 0,156 0,170 0,001 0,003 0,162 0,122 0,002 0,003

Hushållets disponibla inkomst (Basbelopp) <4

0 0 0 0

4–7 0,260 0,029 0,002 0,001 0,192 0,017 0,002 0,000 7–9 0,383 0,083 0,002 0,001 0,284 0,039 0,002 0,001 9–12 0,435 0,163 0,002 0,002 0,321 0,069 0,002 0,001 >12 0,454 0,249 0,002 0,003 0,330 0,099 0,002 0,002

Antal sjukhusdagar sedan 1990 0

0 0 0 0

1–10 -0,026 -0,006 0,002 0,002 -0,032 -0,002 0,003 0,001 11–50 -0,105 -0,037 0,003 0,002 -0,129 -0,017 0,004 0,001 >50 -0,269 -0,076 0,005 0,002 -0,331 -0,030 0,005 0,001

Relativ arbetslöshet

-0,004 -0,007 0,000 0,001 0,003 -0,001 0,000 0,000

Tabellen visar genomsnittliga marginella skillnader för respektive åldersgrupp och kön. För diskreta variabler är den marginella skillnaden en skillnad från basnivån. För relativ arbetslöshet, som är en kontinuerlig variabel, beräknas marginalskillnaden som en derivata för den arbetslöshetsprocent som gällde respektive år. Den individuella icke observerade panelkomponenten har antagits vara 0. För Z-värden hänvisas till bilaga 3. Antalet individer är så stort att alla skattningar är statistiskt signifikanta.

6. Longitudinell analys av sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta efter 60 års ålder

Att vi i LISA kan följa enskilda individer under en längre tid gör det möjligt att studera hur länge man stannar kvar i förvärvsarbete och hur sannolikheten att lämna förvärvsarbetet beror på individens egenskaper. För detta ändamål begränsades urvalet till individer, som tillhörde födelsekohorterna 1938–1940 och var förvärvsarbetande vid 60 års ålder, och därefter följde vi dem tills de inte längre var förvärvsarbetande.

1

Detta innebär att dessa individer

observerades mellan 1998 och 2007. Ett mindre antal individer förlorade vi därför att de avled eller emigrerade. Att mängden individer som var under risk att sluta förvärvsarbeta påverkades av dödsfall och emigration kunde vi ta hänsyn till i analysen nedan.

Låt oss börja med en relativt enkel deskription av hur sannolikheten att fortsätta förvärvsarbeta samvarierar med individens ålder. Figurerna 6.1–6.3 visar s.k. Kaplan-Meier survival estimates (”överlevnadskurvor”), vilka visar hur stor andel av dem som arbetade vid 60 års ålder, som fortfarande arbetade vid olika åldrar.

1

Som vi redan konstaterat i avsnitt 4.3 finns det ett litet antal individer som återkommer till

arbetsmarknaden efter att ha lämnat den under en kortare eller längre tid. I den analys som följer i detta avsnitt bortser vi från denna möjlighet med motiveringen att det är en relativt ovanlig företeelse.

Figur 6.1 Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete efter 60 års ålder för födelsekohorten 1936, redovisat efter kön och ålder (Kaplan-Meier survival estimates)

0. 00 0. 25 0. 50 0. 75 1. 00

60

62

64

66

68

70

Ålder

Man

Kvinna

Den övre kurvan avser män och den undre avser kvinnor (alla födda 1936). På den vågräta axeln avsätts ålder och på den lodräta axeln avsätts den andel som fortfarande förvärvsarbetar.

I figur 6.1 finner vi t.ex. att vid 65 år ålder finns ca 15 procent av kvinnorna kvar på arbetsmarknaden och ca 20 procent av männen. Vid 70 års ålder har andelarna sjunkit till ca 6 respektive 10 procent.

I figur 6.2 nedan visas motsvarande kurvor för födelsekohorterna 1938–1940, oavsett kön. Den översta kurvan avser kohorten 1940, den mittersta de som föddes 1939 och den nedersta de som föddes 1938. Den yngsta kohorten stannar således i genomsnitt något längre i förvärvsarbete än de två äldre, men efter 68 års ålder har denna skillnad utjämnats.

Figur 6.2 Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete efter 60 års ålder för födelsekohorterna 1938–1940, redovisat efter ålder (Kaplan-Meier survival estimates)

0. 00 0. 25 0. 50 0. 75 1. 00

60

62

64

66

68

70

Ålder

födelseår = 1938 födelseår = 1939 födelseår = 1940

Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete ökar med stigande utbildning (se figur 6.3 nedan). Det är särskilt slående är att de som har en forskarutbildning har en betydligt högre benägenhet att stanna i förvärvsarbete än de övriga. Även i 70-årsåldern är ca 25 procent av de forskarutbildade förvärvsarbetande!

Figur 6.3 Sannolikheten att stanna kvar i förvärvsarbete efter 60 års ålder för födelsekohorterna 1938–1940, redovisat efter utbildning och ålder (Kaplan-Meier survival estimates)

0. 00 0. 25 0. 50 0. 75 1. 00

60

62

64

66

68

70

Ålder

Grundutbildning kortare än 9 år Grundutbildning 9 år Gymnasial utbildning Eftergymnasial utbildning kortare än 2 år Eftergymnasial utbildning minst 2 år Forskarutbildning Okänd utbildning

Ytterligare ett sätt att illustrera sambandet mellan förvärvsarbete, ålder och kön visas i figur 6.4 nedan. För var och en av kohorterna demonstreras hur proportionen män respektive kvinnor som lämnat arbetsmarknaden växer med stigande ålder. På de horisontella axlarna i figuren avsättes antalet år som passerat efter 60årsdagen. I 1936 års kohort hade drygt 70 procent av de män som förvärvsarbetade vid 60 års ålder lämnat arbetsmarknaden innan 65 års ålder, och motsvarande 80 procent av kvinnorna. I kohorten 1940 är andelarna lägre, knappt 60 procent av männen och knappt 70 procent av kvinnorna hade lämnat arbetsmarknaden vid 65 års ålder. I de äldre kohorterna är ”trappstegen” i kurvorna högre före 65 års ålder än efter, vilket betyder att benägenheten att lämna arbetsmarknaden var större före 65 än efter. I de yngre kohorterna

e ju äldre

kohorten är. Efter 65–66 års ålder avtar sannolikheterna. finns inte denna skillnad i beteende. Den mest anmärkningsvärda skillnaden mellan kohorterna är dock den utjämning i benägenhet att lämna arbetsmarknaden som skett mellan män och kvinnor före 65 års ålder. Efter 65 år har kvinnorna i alla kohorter fortfarande en större benägenhet att lämna arbetsmarknaden än männen.

Figur 6.4 Proportionen män och kvinnor i födelsekohorterna 1936–1940 som lämnat arbetsmarknaden efter 60 års ålder, redovisat efter antal år överstigande 60

0 .2 .4 .6 .8 1 C um ul ati ve Inci de nc e

0 2 4 6 8 10

ålder efter 60

Män Kvinnor

1936

0 .2 .4 .6 .8 1

0 2 4 6 8 10

ålder efter 60

Män Kvinnor

1937

0 .2 .4 .6 .8 1

0 2 4 6 8 10

ålder efter 60

Män Kvinnor

1938

0 .2 .4 .6 .8 1

0 2 4 6 8 10

ålder efter 60

Män Kvinnor

1939

0 .2 .4 .6 .8 1

0 2 4 6 8 10

ålder efter 60

Män Kvinnor

1940

Icke parametrisk kumulativ ”incidence function”.

I stället för att rita diagram med ”överlevnadskurvor” respektive ”pensionskurvor” av ovanstående slag, kan man rita kurvor över sannolikheten att lämna förvärvsarbetet givet att man hittills varit förvärvsarbetande. Figur 6.5 visar sådana kurvor för de tre födelsekohorterna 1938, 1939 och 1940 och motsvarar således figur 6.2. Det är lättast att skilja de tre kurvorna åt i den vänstra delen av diagrammet. Den översta kurvan avser personer födda 1938, den mellersta födda 1939 och den understa födda 1940. Vi finner att före 65–66 års ålder stiger den betingade sannolikheten att lämna förvärvsarbetet. Vid given ålder är sannolikheten högr

Figur 6.5 Sannolikheten att lämna förvärvsarbetet givet att man hittills förvärvsarbetat, redovisas efter ålder och födelseår för kohorterna 1938–1940

.1 .1 5 .2 .2 5 .3 .3 5

60

62

64

66

68

70

Ålder

födelseår = 1938 födelseår = 1939 födelseår = 1940

Utjämnade hazardkurvor.

Kurvor som de i figur 6.5 brukar kallas ”hazardkurvor” och motsvarande sannolikheter ”hazard rates”. Dessa sannolikheter beror inte bara på födelseår utan i allmänhet på varje individs egenskaper och på andra förhållanden som kan tänkas påverka sannolikheten att sluta förvärvsarbeta. I den analys som redovisas nedan antas att man kan identifiera en hazardkurva för en ”normperson” med vissa referensegenskaper, och att denna kurva förskjuts proportionellt upp eller ned för individer med andra egenskaper än normpersonens.

En individ bidrar inte längre till analysen (eg. riskmängden) när denne lämnat förvärvsarbetet. En individ lämnar också datamängden och analysen om vederbörande avlider eller emigrerar, och kan då inte gå i pension i Sverige.

2

Att emigrera eller avlida

brukar kallas konkurrerande risker. För att få korrekta skattningar av sannolikheterna att lämna förvärvsarbetet måste man ta hänsyn till dessa konkurrerande risker. Det gör man i en s.k. ”competing

2

En individ kan dock vara bosatt i utomlands men erhålla pension från Sverige, vilket inte

beaktats i denna analys.

risk proportional hazard analysis”. Resultaten från en sådan analys för var och en av de tre födelsekohorterna 1938–1940 redovisas i tabell 6.1 nedan.

3

För varje kohort innehåller tabellen de faktorer

som skjuter hazardkurvan upp eller ner och skattningar av förskjutningens storlek, s.k. ”subhazard rates” (SHR). En skattning med värdet 1 betyder att hazardkurvan inte förskjuts alls, ett värde mindre än 1 att kurvan sjunker och ett värde över 1 att den stiger. Tabellen innehåller även s.k. Z-värden vilka är tester av hypotesen att förskjutningsfaktorn inte avviker från 1. Om beloppet av Z är större än 2, kan man säga att faktorn avviker signifikant från 1. ”Normpersonen” har de egenskaper som markeras av ett SHRvärde lika med 1 och avsaknad av Z-värde. Det innebär att normpersonen är en gift man med kort grundutbildning. För denna grupp av personer inom respektive kohort ser hazardkurvan ut ungefär som kurvorna i figur 6.5. Kurvan förskjuts proportionellt upp eller ner för personer med andra egenskaper enligt de skattningar som finns i tabellen. En kvinna född 1938, och som är mellan 50 och 65 år, har en sannolikhet att sluta förvärvsarbeta som är 22 procent större än den en man har. Ensamstående i samma åldersgrupp och utan barn har 20 procent lägre sannolikhet att sluta förvärvsarbeta än en person som är gift. Högre utbildning minskar sannolikheten att lämna arbetsmarknaden, i synnerhet gäller detta dem som är forskarutbildade. En forskarutbildad i åldern 50–65 år har en sannolikhet att sluta förvärvsarbeta som endast är cirka 40 procent av sannolikheten för en person med grundutbildning kortare än 9 år. Den som har en sjukdomshistorik med perioder på sjukhus har större sannolikhet att lämna förvärvslivet än den som inte har det. 100 dagar på sjukhus (sedan 1990) motsvarar en förhöjd risk på ca 25 procent i åldern 50–65 men ingen förhöjd risk efter 65. Förklaringen till att variabeln inte har den förväntade effekten efter 65 kan möjligen vara att personer som hindrats av sjukdom i sitt förvärvsarbete lämnat arbetsmarknaden senast vid 65 års ålder. Den disponibla inkomsten är i denna analys mätt i basbelopp. Ett basbelopps högre inkomst innebär att sannolikheten att lämna förvärvsarbetet minskar med ca 3 procent före 65 års ålder. För en egen företagare i samma åldergrupp är sannolikheten 80–85 procent av sannolikheten för en anställd.

3

I sträng mening är den modell som användes inte en proportionell hazard model, då

parametrarna är en funktion av åldern. Närmare bestämt tillåter modellen att effekterna av respektive förklarande variabel är olika före och efter 66 års ålder.

Med undantag för födelsekohorten 1938 gäller att ju högre arbetslösheten är i riket desto större är sannolikheten att man lämnar sitt jobb. Den effekten är mycket kraftig för kohorterna 1939 och 1940. En procents ökning i arbetslöshet mer än fördubblar sannolikheten. Detta resultat skiljer sig till synes från resultatet i probitanalysen i avsnitt 5.3 där effekten av den allmänna arbetslösheten var relativt beskedlig. De två analyserna skiljer sig dock åt i flera avseenden. I avsnitt 5.3 analyserades sannolikheten att vara sysselsatt, medan analysen i detta avsnitt gäller sannolikheten att sluta arbeta. I 5.3 var basen för analysen samtliga individer i födelsekohorterna, medan vi nu begränsat analysen till dem, som var förvärvsarbetande vid 60 års ålder. Den senare gruppen är rimligen betydligt känsligare för situationen på arbetsmarknaden. Dessutom har två olika analysmetoder använts, och två olika antaganden beträffande effekten av den genomsnittliga arbetslösheten. I avsnitt 5.3 antogs att den förväntade förändringen i förvärvsfrekvens till följd av ändringar i den allmänna arbetslösheten var densamma för alla tre kohorterna, medan vi nu tillåter kohorterna att reagera olika.

Efter 65 år förändras effekterna av de förklarande variablerna något. Sannolikheten att en kvinna ska lämna förvärvsarbetet ökar något i de två yngsta kohorterna. Ensamstående personers större benägenhet att stanna på arbetsmarknaden förstärks något efter 65. Utbildning och antal dagar på sjukhus har däremot inte lika stor betydelse efter 65 som innan 65. Efter 65 års ålder får istället den disponibla inkomsten större effekt. Sannolikheten att sluta förvärvsarbeta ökar nu med ca 6 procent om den disponibla inkomsten ökar med ett basbelopp. Även betydelsen av att vara egen företagare har ökat. De har nu en sannolikhet att sluta arbeta som i stort sett är hälften av sannolikheten för en anställd. Egna företagare har således betydligt större benägenhet att fortsätta arbeta efter 65 års ålder än anställda. Den genomsnittliga arbetslösheten påverkar personer över 65 år i ungefär lika stor utsträckning som dem mellan 50 och 65.

En jämförelse mellan kohorterna (1938–1940) visar endast mindre skillnader. Överrisken för kvinnor i 50–65 års ålder att sluta förvärvsarbeta är något lägre i de yngre kohorterna (födda 1939 och 1940), än i 1938 års kohort. Kvinnor över 65 som tillhör de yngre kohorterna har däremot en högre risk än kvinnor i motsvarande ålder födda 1938. De forskarutbildades lägre risk att sluta arbeta minskar med stigande födelseår bland personer över 65 år, medan

det inte är någon stor skillnad mellan kohorterna i detta avseende i gruppen 50-65 år. Skillnaden i risken att sluta förvärvsarbeta mellan företagare och anställda i åldergruppen 50-65 tenderar att utjämnas, medan den i stället förstärks efter 65 års ålder.

Tabell 6.1 Skattningar av relativa sannolikheter (Sub Hazard Rates) att sluta förvärvsarbeta för födelsekohorterna 1938–1940

Födelsekohort 1938

1939

1940

Variabel SHR Z SHR Z SHR Z 50–65 år

Kön

Man

1,000 1,000 1,000

Kvinna 1,223 20,21 1,214 18,34 1,158 13,89

Familjetyp

Gift

1,000 1,000 1,000

Samboende 0,857 -3,89 0,869 -3,59 0,889 -3,10 Ensamstående far 0,827 -3,12 0,817 -3,27 0,832 -2,97 Ensamstående mor 0,669 -9,99 0,673 -9,55 0,679 -8,86 Ensamstående utan barn 0,799 -10,56 0,777 -10,07 0,775 -12,09

Utbildning

Grundutbildning kortare än 9 år

1,000

1,000

1,000

Grundutbildning om 9 år

0,955 -2,45 0,972 -1,47 1,000 0,01

Gymnasial utbildning

0,999 -0,05 0,995 -0,41 0,966 -2,99

Eftergymnasial utbildning kortare än 2 år 0,851 -4,02 0,907 -2,50 0,907 -2,55 Eftergymnasial utbildning om minst 2 år 0,849 -8,65 0,837 -8,60 0,742 -16,34 Forskarutbildning 0,390 -14,88 0,389 -13,45 0,398 -14,16 Ej specificerad utbildning 0,913 -0,81 0,978 -0,13 0,903 -0,74

Antal dagar på sjukhus sedan 1990

1,002 14,69 1,002 11,70 * *

Disponibel familjeinkomst i basbelopp

0,973 -5,95 0,971 -5,30 0,965 -8,13

Om företagarinkomst föregående år

0,815 -15,56 0,836 -12,95 0,861 -10,35

Relativ arbetslöshet i riket

0,618 -12,30 2,502 13,60 3,093 16,55

Äldre än 65 år

Kön

Man

1,000 1,000 1,000

Kvinna 1,018 0,85 1,034 1,90 1,065 3,16

Födelsekohort 1938

1939

1940

Variabel SHR Z SHR Z SHR Z

Familjetyp

Gift

1,000 1,000 1,000

Samboende 1,049 0,69 0,905 -1,58 0,890 -1,72 Ensamstående far 0,778 -2,38 0,638 -3,75 0,675 -3,17 Ensamstående mor 0,714 -3,90 0,702 -4,30 0,612 -5,68 Ensamstående utan barn 0,744 -4,72 0,716 -9,86 0,635 -9,79

Utbildning

Grundutbildning kortare än 9 år

1,000

1,000

1,000

Grundutbildning om 9 år

0,969 -0,77 1,032 0,90 0,918 -2,20

Gymnasial utbildning

0,959 -1,60 0,994 -0,28 0,921 -3,46

Eftergymnasial utbildning kortare än 2 år 1,006 0,11 1,082 1,52 0,977 -0,38 Eftergymnasial utbildning om minst 2 år 0,959 -1,22 0,998 -0,09 0,986 -0,41 Forskarutbildning 0,864 0,775 0,656 Ej specificerad 0,686 -1,57 1,026 0,13 1,146 0,78

Antal dagar sedan 1990 på sjukhus

0,996 -5,85 0,996 -5,86 * *

Disponibel familjeinkomst i basbelopp

0,940 -4,51 0,936 -9,44 0,931 -7,25

Om företagarinkomst föregående år

0,557 -14,33 0,536 -14,69 0,519 -14,52

Relativ arbetslöshet i riket

2,945 30,55 2,830 24,74 1,919 19,37

Antal observationer

212868 222012 229339

Antal individer

50207 51001 50934

Därav antal som: Lämnat förvärvsarbete

46560 46149 42973

Avlidit/emigrerat

938 953 1031

Blivit censurerad

2709 3899 6930

* Antalet personer med dagar på sjukhus är så få i 1940 års födelsekohort att en effekt av denna variabel inte kan estimeras.

7. Sammanfattande tolkning

Sedan lågkonjunkturen under mitten av 1990-talet har antalet sysselsatta ökat i Sverige. Det gäller i synnerhet den äldre arbetskraften. Mellan 2006 och 2009 ökade antalet sysselsatta i åldrarna 65–74, trots finanskris och lågkonjunktur, från ca 75 000 till 120 000 personer. Den ökningen berodde både på att antalet äldre ökat och att sysselsättningsintensiteten ökat för både män och kvinnor. För män ökade sysselsättningsintensiteten från ca 14 till 18 procent och för kvinnor från ca 7 till 9 procent. Hur ska man förklara denna ökning under de senaste åren mot bakgrund av att vi tidigare varit vana att se en ökande benägenhet att gå tidigt i pension? Då ökningen började just 2006 kan det vara frestande att förklara den med den stimulanspolitik som alliansregeringen införde vid sitt tillträde, inte minst det s.k. dubbla jobbskatteavdraget för personer över 65 år. Undersökningen av förvärvsfrekvenserna för födelsekohorterna 1938–1940 visade dock att ökningen i andel förvärvsarbetande började redan före 2006. Det måste således även finnas andra förklaringar till de äldres ökade förvärvsintensitet, såsom ökad utbildning, förbättrad hälsa och en anpassning till det nya pensionssystemet.

Vi har funnit att sannolikheten att fortsätta arbeta efter 65 är större för män än kvinnor, för högutbildade än för lågutbildade och för företagare än för anställda. Har andelen män, högutbildade och företagare bland förvärvsarbetande äldre ökat? Knappast andelen män och andelen företagare, men möjligen andelen högutbildade. En ökning av antalet högutbildade äldre kan dock knappast förklara den ökning i sysselsättningsintensiteten vi sett. Möjligen har fler och fler börjat inse att man kanske inte kommer att få de generösa pensioner många förväntat sig, såvida man inte väljer att gå senare i pension. En ökande (förväntad) återstående livslängd kan ju ge utrymme både för några år till på arbetsmarknaden och för det rika pensionärsliv alla vill ha.

I ett internationellt perspektiv är de svenska förvärvsfrekvenserna efter 65 års ålder redan nu höga. Av de undersökta europeiska länderna är det endast Danmark och Schweiz som kommer upp i ungefär samma nivå. Det finns institutionella skillnader som kan bidra till att förklara de nationella skillnaderna i förvärvsfrekvenser bland äldre personer. Faktorer som pensionssystem med låg normal pensionsålder och generösa regler för tidig pension i vissa länder, ekonomiska skillnader (t.ex. skillnader i inkomstnivå och inkomstspridning), skillnader i yrkessammansättning samt kulturella skillnader som t.ex. yttrar sig i skillnader i kvinnors arbetsmarknadsdeltagande respektive hemarbete kan alla bidra till att förklara de nationella skillnaderna i förvärvsfrekvenser bland de äldre. I Sverige genomförde vi tidigt en stor pensionsreform, som kräver den typ av anpassning av pensionsåldern och individuellt ansvartagande för pensionen, som nu diskuteras i många västländer. I Sverige har det också bedrivits en utbildnings- och familjepolitik som främjat jämställdhet på arbetsmarknaden. I dessa avseenden har vi kommit längre i den anpassning som en åldrande befolkning kräver än många andra länder, som dessutom har en besvärligare demografisk situation än Sverige. Är det då rimligt att tro att vi i vårt land ska kunna förvänta oss ännu högre förvärvsfrekvenser? Ja, det är inte omöjligt. Vi har t.ex. sett att det är fler män än kvinnor som förvärvsarbetar efter 65 års ålder, men den genomsnittliga utbildningsnivån för kvinnor ökar snabbare än för män, och kvinnors och mäns yrkeskarriärer blir allt mer lika. Det förefaller därför rimligt att tro att antalet äldre kvinnor som förvärvsarbetar kommer att öka snabbare än antalet män. Kvinnorna utgör i detta avseende fortfarande en outnyttjad arbetskraftsresurs. Även den fortsatta urbaniseringen kan bidra till en högre förvärvsfrekvens bland de äldre, då förvärvsfrekvenserna är högre i storstadsområdena än i resten av landet.

Vilka är det då som redan nu arbetar efter 65 års ålder? Det är inte de som lämnat arbetsmarknaden före eller vid 65 års ålder. Andelen som lämnar arbetsmarknaden för att aldrig återkomma är större än 90 procent. Att ha lämnat förvärvsarbetet är nästan, men inte fullt ut, ett absorberande tillstånd. Redan före 65 års ålder sorteras således ett stort antal personer bort från arbetsmarknaden eller väljer att lämna den frivilligt. Det gäller främst personer med hälsoproblem och personer som kommit in i långvarig arbetslöshet, men även dem som har starka preferenser för fritid och samtidigt har tillräckliga ekonomiska resurser för att kunna avstå från

förvärvsarbete. Vi har funnit att utbildning är mycket starkt korrelerad med en hög förvärvsfrekvens. Det är således främst de lågutbildade, de med fysiskt påfrestande arbeten och de med mer frekventa hälsoproblem som sorteras ut på ett tidigt stadium.

Vi har också funnit att gifta par har en benägenhet att anpassa sin pensionering till varandra. Å ena sidan kan det innebära att om en partner blir tvungen att lämna arbetsmarknaden tidigt, så kommer även den andra partnern att välja att göra det, men å andra sidan kan man genom att stimulera en partner att arbeta längre även vinna den andra partnern för ett längre arbetsliv.

Det är framför allt två variabler som diskriminerar mellan dem som väljer att fortsätta arbeta efter 65 års ålder och dem som inte gör det: om man är egen företagare och vilken utbildning man har. De som haft inkomst av eget företagande har nästan hälften så stor sannolikhet att sluta förvärvsarbeta, som de som inte haft det. Ju högre utbildning desto större är sannolikheten att man fortsätter förvärvsarbeta efter 65 års ålder. Särskilt forskarutbildade har en mycket större sannolikhet att fortsätta arbeta än övriga grupper. För forskarutbildade födda 1938 var sannolikheten att sluta arbeta endast 86 procent av sannolikheten för grundskoleutbildade, och i födelsekohorten 1940 ännu lägre, nämligen 66 procent.

Även kön spelar roll för benägenheten att fortsätta förvärvsarbeta. Kvinnor i åldrarna 50–65 år har en större benägenhet än män att sluta förvärvsarbeta, men av analysen i kapitel 6 att döma utjämnas denna skillnad. Efter 65 år är skillnaden mellan könen mindre än före 65, men i stället för att utjämnas ytterligare tycks den växa. För födelsekohorten 1940 uppskattades kvinnor i åldrarna 50–65 ha ca 16 procent större sannolikhet att sluta förvärvsarbeta jämfört med män. Efter 65 år var skillnaden 6 procent.

Civilstånd har ändå större betydelse än kön. Ensamstående över 65 år har en sannolikhet att sluta förvärvsarbeta som endast är omkring 70 procent av motsvarande sannolikhet för gifta och samboende.

Hälsotillståndet har förmodligen betydelse även efter 65 års ålder, men de som hade bräcklig hälsa i yngre år har förmodligen redan lämnat arbetsmarknaden före denna ålder. Det skulle kunna förklara att hälsovariabeln inte längre har lika stor betydelse för att diskriminera mellan förvärvsarbetande och ej förvärvsarbetande efter 65 års ålder.

Hushållets ekonomi, mätt med disponibel inkomst, förklarar en del av skillnaderna i förvärvsfrekvens. Ett basbelopp högre inkomst

minskar sannolikheten att sluta förvärvsarbeta med ca 6 procent. Som tidigare framhållits är inte disponibel inkomst det rätta måttet för att fånga de ekonomiska incitament som bestämmer när man går i pension. Under förutsättning att fritid är en inkomstelastisk vara ska högre inkomst öka sannolikheten att gå i pension, inte minska den. Den skattning vi nu får av inkomstens effekt på benägenheten att arbeta kan snarast betraktas som en blandning av inkomst- och substitutionseffekten, varvid den senare tycks dominera. Ett annat sätt att tolka detta resultat är att personer med höga inkomster har lägre preferenser för fritid och större för de icke pekuniära nyttigheter som förvärvsarbete ger, jämfört med personer med lägre inkomster och sannolikt även andra yrken. Välbetalda yrken ger ofta intressanta arbetsuppgifter och andra attraktiva förmåner, vilka kan vara de primära skälen till att man fortsätter arbeta efter 65 års ålder. När vi använder SHARE-data och svaren på frågan om man får hushållsekonomin att gå ihop, får vi dock inte riktigt samma resultat. Före 65 års ålder gäller fortfarande att den som har god ekonomi har högre förvärvsfrekvenser, men efter 65 års ålder är det istället den grupp som har det svårast att få ekonomin att gå ihop som har den klart största förvärvsfrekvensen. Det antyder att det finns en grupp av personer som är tvingade att fortsätta arbeta efter 65 för att få hushållsekonomin att gå ihop.

Det allmänna arbetsmarknadsläget i landet, här mätt med den genomsnittliga arbetslöshetsprocenten, påverkar de äldres sysselsättning. Ett försämrat arbetsmarknadsläge minskar sysselsättningen. Variationer i arbetsmarknadsläget har dock relativt liten inverkan på den totala sysselsättningsintensiteten (antalet sysselsatta i förhållande till samtliga individer åldersgruppen), då alla de som redan lämnat arbetsmarknaden inte påverkas av arbetsmarknadsläget. Däremot visade analysen i kapitel 6 att en ökning av den allmänna arbetslösheten med en procentenhet fördubblar (eller beroende på födelsekohort kanske mer än fördubblar) de äldres sannolikhet att sluta förvärvsarbeta.

Sammanfattningsvis och med viss förenkling kan man således säga att den som förvärvsarbetar efter 65 års ålder är en välutbildad ensamstående man med god hälsa, som är egen företagare och som har turen att möta en arbetsmarknad med låg arbetslöshet.

Denna studie har i flera avseenden bekräftat vad vi tidigare kände till, nämligen att god hälsa, utbildning och att vara egen företagare är starka prediktorer på att förvärvsarbeta. Nytt är däremot den stora betydelse forskarutbildning har för benägen-

heten att stanna länge i förvärvsarbete. Vi har tolkat det som ett uttryck för att denna grupp till stor del har andra motiv att arbeta än att förtjäna en inkomst. Mindre känt är kanske också att civilstånd och om makan/maken förvärvsarbetar har betydelse för om man förvärvsarbetar. Nya resultat är också att det finns kohortvisa skillnader i benägenheten att förvärvsarbeta, som troligen främst beror på att yngre kohorter har bättre hälsa och är mer välutbildade än äldre kohorter. Det har inte varit möjligt att undersöka hur mycket policyförändringar som t.ex. införandet av de s.k. jobbskatteavdragen har betytt för de äldres sysselsättning, men ökningen i sysselsättning för 65+ efter 2006 talar för att det finns en sådan effekt. Studien har visat att det finns skillnader i förklaringarna till att man förvärvsarbetar före och efter 65 års ålder. Många av de variabler vi använt visar en svagare samvariation med förekomsten av förvärvsarbete efter 65 års ålder än före. Den väsentligaste förklaringen till detta är förmodligen att det är en selekterad grupp personer kvar på arbetsmarknaden efter 65 års ålder, personer som har starka preferenser för förvärvsarbete oavsett deras övriga egenskaper. Studien har också visat att sannolikheten att denna grupp ska stanna kvar i förvärvsarbete är starkt konjunkturberoende.

Referenser

Blundell R, Meghir C, MaCurdy T (2007), Labor Supply Models:

Unobserved Heterogeneity, Nonparticipation and Dynamics, in Handbook of Econometrics, Volume 6A Chapter 69, Heckman J, Leamer E, eds. Elsevier. Bolin K, Eklöf M, Hallberg D, Höjgård S och Lindgren B (2008),

Early Retirement, Chapter 6 i Klevmarken och Lindgren. Flood L, Klevmarken A, Olovsson P (1997), Household Market

and Nonmarket Activities, Vol III – VI, Department of Economics, Uppsala University, Uppsala. Flood L. Klevmarken A (2008), Tax-deferred pension savings,

Chapter 3.1 i Klevmarken och Lindgren. Försäkringskassan (2009), Medelpensioneringsålder, Social-

försäkringsrapport 2009:9, ISSN 1654-8574. Gustman A L, Juster F T (1996), Income and wealth of older

American households: modeling issues for public policy analysis, in Hanushek E, Maritato L (eds.) Assessing Knowledge of Retirement Behaviour, Washington, DC: National Academy Press. Gustman AL, T. Steinmeier T (2009), Integrating Retirement

Models, Working Paper 15607, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA. Hakola T. (2003), Alternative approaches to model withdrawals

from the labour market – a literature review, Working Paper 2003:4, Department of Economics, Uppsala University. Hansson-Brusewitz U. (1992), Labor Supply of Elderly Men. Do

Taxes and Pension Systems Matter? Phd-thesis, Department of Economics, Uppsala University.

Hernaes E, Ström S (2000), Family labour supply when the

husband is eligible for early retirement, Oslo: Department of Economics, University of Oslo. Hurd M.D. (1992), Research on the elderly: economic status,

retirement and consumption and saving, Journal of Economic Literature, Vol. 28, pp. 565–637. Klevmarken A (1986), Höj och sänk pensionsåldern! Social-

medicinsk Tidskrift, 1986, 9, 392–397. Klevmarken A (2002), Swedish Pension Reforms in the 1990s,

Working Paper 2002:6, Nationalekonomiska institutionen, Uppsala Universitet. Klevmarken A. (2008), Simulating the Future of the Elderly,

Chapter 12 i Klevmarken och Lindgren. Klevmarken A, Lindgren B (eds.) (2008), Simulating an Ageing

Population. A microsimulation approach applied to Sweden, Contributions to Economic Analysis no 285. Emerald Group Publishing Limited, Bingley, UK. ISBN 978-0-444-53235-4. Klevmarken A, Olovsson P. (1993), Household Market and

Nonmarket Activities. Procedures and Codes 1984–1991, Vol. I och II, The Industrial Institute for Economic and Social Research (IUI), Almquist & Wiksell International, Stockholm. Sjöström, M (2000), Mot en högre pensionsålder, D-uppsats i

nationalekonomi, Nationalekonomiska institutionen, Uppsala Universitet, vt 2000. (Handledare: Anders Klevmarken). SCB (2009), Longitudinell Integrationsdatabas för Sjuk-

försäkrings- och Arbetsmarknadsstudier (LISA) 1990–2007, Bakgrundsfakta, Arbetsmarknads- och utbildningsstatistik 2009:1, Statistiska Centralbyrån, Örebro. Zweimüller J, Winter-Ebmer R, Falkinger J. (1996), Retirement of

spouses and the social security reform, European Economic Review, Vol 40, pp 449–472.

Kommittédirektiv

Socialt råd Dir. 2007:161

Beslut vid regeringssammanträde den 29 november 2007

Sammanfattning av uppdraget

Ett råd bestående av forskare ska tillkallas med uppdrag att belysa relevanta forskningsrön inom det sociala området. Rådet ska agera som rådgivare till regeringen i hälso- och sjukvårdsfrågor och i sociala frågor samt förse regeringen med relevant kunskap för utformningen av välfärdspolitiken inom Socialdepartementets områden.

Arbetet ska redovisas dels i en årlig rapport, dels vid återkommande möten med ansvariga statsråd och tjänstemän vid Regeringskansliet.

Behovet av ett socialt råd

Det svenska samhället står inför ett flertal utmaningar. Det stora utanförskapet och en åldrande befolkning sätter bl.a. socialförsäkringssystemen, hälso- och sjukvården och äldreomsorgen under finansiell press. Samtidigt ökar möjligheterna till att leva ett längre liv i hälsa för en stor del av befolkningen. För att möta dessa utmaningar krävs en effektiv och evidensbaserad politik. Aktuella forsknings- och utredningsresultat med relevans för utformning av välfärdspolitiken inom Socialdepartementets område behöver tas tillvara på ett mer effektivt sätt än i dag. Flertalet myndigheter inom det sociala området följer i dag forskningen inom respektive ansvarsområde. Det finns dock ett behov av att få en samlad syn på aktuella frågor som är bredare än någon myndighets verksamhetsområde. Genom att ha kontakt med välmeriterade forskare, verksamma inom det sociala området, kan man främja

utformningen av en samlad evidensbaserad politik för det sociala området.

Uppdraget

För att på ett mer effektivt sätt än i dag ta till vara aktuell kunskap, såsom nya forskningsrön på det sociala området, och främja utbytet mellan forskning och politik ska ett råd med välmeriterade forskare tillsättas av regeringen. Utöver dessa adjungeras generaldirektörerna för Försäkringskassan och Socialstyrelsen till rådet. Rådets uppgift är att bidra till att bredda och fördjupa underlaget för framtida socialpolitiska avgöranden. Rådets verksamhet delas in i två huvudområden:

-

Att vara rådgivare till regeringen i frågor inom det sociala området.

-

Att förse regeringen med relevant kunskap för utformning av välfärdspolitiken inom Socialdepartementets områden.

Rådet ska redovisa relevant och aktuell kunskap baserad på bl.a. svenska och internationella forskningsrön inom det sociala området. Rådet ska identifiera utvecklingstendenser och viktiga faktorer som har betydelse för välfärdssektorns funktion och utveckling. Rådet ska även agera rådgivare åt och lämna rekommendationer till regeringen i långsiktiga strategiska frågor.

Rådet ska i sitt arbete samråda med berörda aktörer och utredningar som har relevans för rådets uppdrag.

Det står rådet fritt att utarbeta arbetsformer och innehåll på ett sådant sätt som rådet bäst anser fylla syftet med uppdraget.

Redovisning av uppdraget

I uppdraget ingår att löpande ge råd och information åt regeringen. Detta ska ske på följande sätt:

-

Möten med ansvariga statsråd minst två gånger per år. Respektive statsråd och rådet väljer ämne varannan gång. Diskussionerna inleds med förberedda inlägg från rådets medlemmar.

-

Regelbundna möten med berörda tjänstemän vid Regeringskansliet.

En gång per år ska rådet lämna en rapport till regeringen med en redogörelse för den verksamhet som rådet har bedrivit under året. Därutöver är rådet oförhindrat att lämna rapporter i valfria frågor.

Rådets uppdrag omfattar perioden från den 1 januari 2008 till och med den 31 december 2010. Uppdraget ska slutredovisas senast den 31 december 2010.

(Socialdepartementet)

Datamaterial

Survey of Health Ageing and Retirement in Europe (SHARE)

SHARE är ett omfattande europeiskt projekt vars syfte är att bättre förstå hur vi ska kunna vidmakthålla en hög levnadsstandard för alla generationer och skapa en långsiktigt hållbar ekonomisk utveckling i Europa med en åldrande befolkning. Projektets kärna är en omfattande datainsamling (intervjustudie kombinerad med tester av fysisk och psykisk förmåga) och är unik på så sätt att samma frågor/tester görs i en stor del av Europas länder vid samma tidpunkt. Detta möjliggör mycket intressanta komparativa studier för att förstå t.ex. sambanden mellan de äldres hälsoutveckling, levnadsförhållanden, ekonomi samt drivkrafter och hinder för äldres arbetskraftsdeltagande. Redan vid slutet av 2008 var 1 100 forskare och forskargrupper registrerade användare av SHARE-data.

Sverige har varit med i projektet sedan starten 2002. Den första datainsamlingen gjordes 2004. Sedan dess har ytterligare två datainsamlingar genomförts åren 2006 och 2008/2009. För närvarande planeras den fjärde datainsamlingen med fältarbete under 2010/ 2011. För denna och framtida insamlingar har man bildat ett konsortium (European Research Infrastructure Consortium, benämnd

SHARE-ERIC) bestående av 20 europeiska länder. Avsikten är att samla in data vart annat år under perioden 2010/2011 – 2022/2023.

Inom varje land leds projektet av en kvalificerad forskare, som ansvarar för den vetenskapliga kvalitén. Projektkoordinator är Axel Börsch-Supan, professor vid universitet i Mannheim. Projektet är longitudinellt, tvärvetenskapligt och mycket policyrelevant.

SHARE fokuserar på den del av befolkningen som är 50 år och äldre. Urvalsstorleken i tidigare undersökningar i SHARE är några tusen individer i varje land (i Sverige ca 4 000). Totalt omfattar studien mer än 45 000 individer. I framtiden vill man utöka antalet

intervjuer till ca 6 000 per land. Frågebatteriet innehåller ett stort antal frågor om hälsotillstånd, familjeförhållanden, arbetsmarknadserfarenheter, sociala relationer och hushållsekonomi. Hälsofrågorna avser såväl fysisk som psykisk hälsa. I intervjuerna har även vissa tester administrerats till respondenterna, såsom greppstyrketest, puff-test (test av lungkapaciteten) och minnestester. Alla data görs tillgängliga för forskning i anonymiserad form via Internet. För en mycket överskådlig beskrivning av projektet, se www.share-project.org.

Longitudinell integrationsdatabas för sjukförsäkrings- och arbetsmarknadsstudier (LISA)

Följande beskrivning har i valda delar hämtats från SCB:s hemsida.

LISA innehåller samtliga personer 16 år och däröver, som varit folkbokförda i Sverige den 31 december respektive år. Fördelen med en longitudinell databas av LISA:s karaktär är att den medger att över tiden följa individens övergångar mellan exempelvis perioder med förvärvsarbete, arbetslöshet och sjukdom kopplade till ett stort antal bakgrundsvariabler. Data finns för närvarande från och med 1990.

I LISA är det primära objektet individen, men i databasen finns kopplingsmöjligheter till ytterligare ett antal objekt såsom familj, arbetsställe och företag. Mellan samtliga tabeller/objekt och årgångar finns kopplingar via identiteter (som före utlämnande ersätts med löpnummer).

Databasen uppdateras varje år med en ny årgång. Följande register användes:

  • Registret över totalbefolkningen (RTB)
  • Folk- och bostadsräkningen 1990
  • Registerbaserad arbetsmarknadsstatistik (RAMS)
  • Befolkningens utbildning
  • Registret över personer i utbildning
  • Inkomst- och Taxeringsregistret (IoT)
  • Datalagret (Arbetsförmedlingens sökanderegister)
  • STORE-databasen (Försäkringskassans datalager)
  • Företagens ekonomi
  • Ekonomisk data för kommuner
  • Ekonomisk data för landsting

För vår studie har vi inte haft tillgång till hela LISA-databasen, utan den del som använts har bestått av samtliga personer som fanns i databasen 1995 och var födda mellan 1930 och 1940. För dessa individer har ett urval LISA-variabler varit tillgängliga för åren 1990–2007. Dessutom har vi för dessa personer kunna matcha med vissa uppgifter från Socialstyrelsens patientregister om utnyttjande av sluten sjukhusvård. En del av urvalets individer hann avlida eller emigrera före 2007. De försvann därefter ur registret.

Hushållens ekonomiska levnadsförhållanden (HUS)

HUS är en hushållspanelundersökning i vilken ett slumpmässigt urval av hushåll boende i Sverige 1984 har följts över tiden. Undersökningar gjordes vart annat eller vart tredje år fram t.o.m. 1998. Vid separationer och utflyttningar från ett hushåll har tidigare hushållsmedlemmar följts in i sina nya hushåll. Nya hushållsmedlemmar i gamla hushåll har också intervjuats, liksom barn som blivit vuxna. I de första undersökningsomgångarna var den första intervjun med ett hushåll en personlig intervju. Uppföljningsintervjuer och i senare intervjuomgångar även förstagångsintervjuer, gjordes per telefon. Vid några tillfällen kompletterades undersökningen med nya urval av hushåll. Det första urvalet 1984 omfattade drygt 3 700 individer i drygt 2 000 hushåll. Svarsfrekvensen var 75 procent i den första undersökningen. I senare uppföljningar var svarsfrekvensen i regel omkring 80 procent. Intervjufrågorna har huvudsakligen behandlat arbetsmarknadsförhållanden, löner, inkomster, tillgångar och familjeförhållande inklusive frågor om barnomsorg. Vid två tillfällen, 1984 och 1993, genomfördes fullskaliga tidsanvändningsundersökningar. HUSundersökningarna dokumenteras i Klevmarken och Olovsson (1993) och Flood, Klevmarken och Olovsson (1997). Data finns tillgängliga i avidentifierad form för forskning via Svensk Nationell Datatjänst vid Göteborgs Universitet, www.ssd.gu.se

Tabeller

Tabell A3.1 Probitanalys av benägenheten att vilja gå i pension efter

65 års ålder (SHARE-data från 2003 respektive 2006/2007)

2003 2006/2007

Förklarande variabler

Marginalskillnad

Std. Z Marginal-

skillnad

Std. Z

Man

0 0

Kvinna -0,017 0,007 -2,33 -0,015 0,008 -1,89 Ensamstående 0 Gift -0,044 0,015 -3,75 Samboende -0,014 0,007 -1,39 Gift/sambo och partner pensionerad -0,027 0,009 -2,67 Gift/sambo och partner ej pensionerad -0,014 0,009 -1,52 Ålder 0,002 0,001 2,59 0,003 0,001 2,35 Född i Sverige 0 0 Född utomlands 0,000 0,013 0,03 0,018 0,016 1,26 Grundskola 0 0 Gymnasium 0,033 0,014 2,65 0,010 0,013 0,81 Högskola 0,054 0,018 3,78 0,036 0,010 3,72 Om utmärkt eller mycket god självrapporterad hälsa

0

Om sämre än mycket god självrapporterad hälsa

-0,008 0,008 -1,05

Hälsoindex -0,007 0,004 -2,00 Antal observationer 1395 2755 Observerad andel som uppger att de kommer att gå i pension efter 65

0,033 0,049

Predikterad andel med användning av de förklarande variablernas medeltal

0,022 0,043

Urvalet begränsat till personer som uppger att de har intjänanderätt till ålders- och/eller tjänstepension. Alla intervjuade är mellan 50 och 64 år.

Tabell A5.1 Probitanalys av frekvensen förvärvsarbetande enligt SHARE

2006/2007; marginalskillnader (självrapporterad sysselsättningsstatus)

Förklarande variabler Marginalskillnader Std.av. Z Österrike Tyskland 0,103 0,019 5,39 Sverige 0,305 0,026 11,82 Nederländerna 0,100 0,019 5,36 Spanien 0,078 0,019 4,11 Italien 0,056 0,017 3,39 Frankrike 0,081 0,018 4,64 Danmark 0,189 0,023 8,24 Grekland 0,101 0,019 5,45 Schweiz 0,234 0,027 8,51 Belgien 0,031 0,014 2,20 Tjeckien 0,128 0,020 6,37 Polen 0,005 0,013 0,37 Född utomlands -0,005 0,007 -0,70 Född utomlands och ≥66 år -0,039 0,019 -2,01 Storstad Förort till storstad 0,009 0,007 1,32 Större stad -0,013 0,006 -2,18 Mindre stad -0,011 0,006 -1,78 Landsbygd -0,012 0,006 -1,99 50–54 år 55–59 år -0,069 0,004 -16,76 60–64 år -0,142 0,006 -25,40 65 år -0,111 0,005 -23,49 66–104 år -0,453 0,044 -10,39 67 år -0,022 0,017 -1,30 68–69 år -0,025 0,015 -1,69 70–74 år -0,075 0,010 -7,31 75+ år -0,111 0,009 -11,81 Man Kvinna -0,096 0,005 -19,16 Kvinna ≥66 år 0,049 0,014 3,54 Hushållsstorlek ≤2 Hushållsstorlek>2 0,011 0,005 2,25 Hushållsstorlek>2 och ≥66 år 0,087 0,025 3,45 Grundutbildning

Förklarande variabler Marginalskillnader Std.av. Z Gymnasieutbildning 0,033 0,005 6,55 Högskola 0,084 0,007 12,06 Ensamstående Gift/sambo med arbetande partner 0,014 0,007 2,16 Gift/sambo med ej arbetande partner -0,036 0,006 -6,13 Gift/sambo ≥ 66 år med arbetande partner

0,019 0,027 0,70

Gift/sambo ≥ 66 år med ej arbetande partner

-0,011 0,015 -0,76

IADL-nivå -0,087 0,006 -15,04 Självrapporterad hälsa: Utmärkt Mycket god -0,001 0,007 -0,14 God -0,021 0,007 -3,16 Hygglig -0,076 0,006 -12,45 Dålig -0,107 0,005 -20,00 Mycket god och ≥66 år -0,004 0,022 -0,18 God och ≥ 66 år 0,009 0,021 0,43 Hygglig och ≥ 66 år 0,072 0,031 2,33 Dålig och ≥ 66 år 0,193 0,065 2,95 Hushållet får ekonomin att gå ihop: Med stor svårighet Med viss svårighet 0,040 0,008 4,93 Ganska lätt 0,086 0,009 9,34 Lätt 0,108 0,011 9,68 Med viss svårighet och ≥ 66 år -0,055 0,017 -3,22 Ganska lätt och ≥ 66 år -0,086 0,013 -6,53 Lätt och ≥ 66 år -0,079 0,013 -6,16 Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande

0,172 0,010 16,44

Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande och ≥ 66 år

0,084 0,018 4,70

Skattad sannolikhet att förvärvsarbeta för jämförelse normen

0,099

Pseudo R2

0,5095

Antal observationer

31971

Marginalskillnaderna för dummyvariablerna är beräknade för en diskret förändring från 0 till 1.

Tabell A5.2 Probitanalys av frekvensen förvärvsarbetande enligt SHARE

2006/2007; jämförelse mellan viktad och ej viktad probit (självrapporterad sysselsättningsstatus)

Med kalibrerade vikter Utan vikter

Förklarande variabler Estimat Std.av. Z Estimat Std.av. Z Österrike Tyskland 0,405 0,075 5,40 0,468 0,071 6,59 Sverige 1,049 0,078 13,38 1,098 0,071 15,55 Nederländerna 0,426 0,074 5,73 0,453 0,070 6,44 Spanien 0,303 0,086 3,53 0,376 0,076 4,94 Italien 0,249 0,081 3,08 0,278 0,073 3,84 Frankrike 0,324 0,078 4,17 0,378 0,070 5,40 Danmark 0,725 0,075 9,62 0,753 0,071 10,61 Grekland 0,489 0,081 6,03 0,473 0,071 6,71 Schweiz 0,828 0,083 9,91 0,872 0,78 11,19 Belgien 0,127 0,071 1,80 0,158 0,070 2,28 Tjeckien 0,458 0,078 5,88 0,556 0,071 7,87 Polen -0,088 0,080 -1,10 0,011 0,075 0,15 Född utomlands -0,144 0,072 -2,02 -0,037 0,045 -0,83 Född utomlands och ≥ 66 år 0,074 0,190 0,39 -0,250 0,156 -1,61 Storstad Förort till storstad 0,040 0,062 0,64 0,048 0,039 1,24 Större stad -0,069 0,057 -1,20 -0,084 0,037 -2,30 Mindre stad -0,062 0,057 -1,09 -0,066 0,037 -1,79 Landsbygd -0,098 0,057 -1,72 -0,075 0,036 -2,09 50–54 år 55–59 år -0,530 0,046 -11,45 -0,491 0,029 -16,93 60–64 år -1,462 0,052 -27,97 -1,398 0,032 -43,20 65 år -2,063 0,116 -17,86 -2,069 0,065 -31,71 66–104 år -2,647 0,230 -11,49 66 år -2,811 0,316 -8,89 67 år -2,963 0,318 -9,32 -0,144 0,119 -1,22 68–69 år -2,904 0,308 -9,43 -0,168 0,106 -1,58 70–74 år -3,154 0,287 -10,98 -0,571 0,107 -5,32 75+ år -3,508 0,318 -11,02 -0,943 0,121 -7,77 Man Kvinna -0,457 0,037 -12,64 -0,557 0,023 -24,19 Kvinna ≥ 66 år 0,225 0,112 2,01 0,262 0,078 3,35 Hushållsstorlek ≤ 2

Med kalibrerade vikter Utan vikter

Förklarande variabler

Estimat Std.av. Z Estimat Std.av. Z

Hushållsstorlek >2 0,112 0,042 2,69 0,057 0,027 2,15 Hushållsstorlek >2 och ≥ 66 år 0,283 0,137 2,06 0,385 0,100 3,86 Grundutbildning Gymnasieutbildning 0,294 0,044 6,66 0,188 0,026 7,08 Högskola 0,480 0,047 10,16 0,415 0,029 14,36 Ensamstående Gift/sambo med arbetande partner 0,045 0,058 0,78 0,079 0,035 2,25 Gift/sambo med ej arbetande partner -0,174 0,053 -3,31 -0,200 0,032 -6,24 Gift/sambo ≥ 66 år med arbetande partner

0,353 0,194 1,82 0,085 0,139 0,61

Gift/sambo ≥ 66 år med ej arbetande partner

0,099 0,126 0,79 -0,082 0,089 -0,92

IADL-nivå -0,693 0,145 -4,79 -0,766 0,084 -9,09 Självrapporterad hälsa: Utmärkt Mycket god 0,021 0,067 0,32 -0,011 0,041 -0,26 God och -0,129 0,063 -2,05 -0,128 0,039 -3,31 Hygglig -0,422 0,070 -6,01 -0,515 0,043 -11,86 Dålig -0,971 0,097 -10,00 -1,048 0,063 -16,56 Mycket god och ≥ 66 år 0,075 0,190 0,39 0,007 0,128 0,05 God och ≥ 66 år 0,179 0,175 1,02 0,079 0,119 0,66 Hygglig och ≥ 66 år 0,506 0,195 2,60 0,391 0,132 2,96 Dålig och ≥ 66 år 0,924 0,245 3,77 0,817 0,198 4,13 Hushållet får ekonomin att gå ihop: Med stor svårighet Med viss svårighet 0,316 0,064 4,96 0,220 0,041 5,36 Ganska lätt 0,531 0,065 8,12 0,449 0,042 10,67 Lätt 0,617 0,073 8,49 0,528 0,046 11,53 Med viss svårighet och ≥ 66 år -0,901 0,165 -5,45 -0,353 0,149 -2,37 Ganska lätt och ≥ 66 år -0,880 0,172 -5,10 -0,621 0,144 -4,31 Lätt och ≥ 66 år -0,828 0,176 -4,71 -0,569 0,143 -3,97 Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande

1,168 0,081 14,40 0,977 0,051 19,33

Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande och ≥ 66 år

0,429 0,155 2,76 0,500 0,105 4,74

Intercept 0,599 0,139 4,31 0,841 0,097 8,64 Pseudo R2 0,527 0,511 Antal observationer 31715 31715

Tabell A5.3 Probitanalys av sannolikheten att förvärvsarbeta i Sverige och

Danmark 2006/2007. (Share-data, självrapporterad sysselsättningsstatus.)

Förklarande variabler Sverige Danmark

Marginalskillnader

Std.av. Z Marginalskillnader

Std.av. Z

Född utomlands

-0,024 0,033 -0,71 0,102 0,079 1,28

Född utomlands och ≥ 66 år -0,098 0,072 -1,36 0,007 0,162 0,04 Storstad Förort till storstad 0,021 0,036 0,59 0,011 0,043 0,26 Större stad -0,032 0,031 -1,02 -0,017 0,039 -0,43 Mindre stad -0,028 0,033 -0,83 -0,017 0,038 -0,44 Landsbygd -0,053 0,031 -1,71 -0,043 0,037 -1,15 50–54 år 55–59 år -0,055 0,031 -1,77 -0,020 0,032 -0,63 60–64 år -0,176 0,026 -6,79 -0,252 0,026 -9,84 65 år -0,187 0,021 -8,86 -0,235 0,024 -9,79 66–104 år -0,994 0,002 -597,29 66 år -0,238 0,024 -9,73 0,219 0,165 1,33 67 år -0,261 0,026 -10,01 68–69 år -0,327 0,029 -11,12 0,196 0,156 1,26 70–74 år -0,500 0,034 -14,89 -0,098 0,096 -1,03 75– år -0,795 0,024 -33,25 -0,197 0,077 -2,57 Man Kvinna -0,030 0,022 -1,39 -0,078 0,025 -3,05 Kvinna ≥ 66 år -0,009 0,053 -0,18 -0,052 0,068 -0,76 Hushållsstorlek ≤ 2 Hushållsstorlek >2 0,068 0,038 1,75 0,066 0,044 1,52 Hushållsstorlek >2 och ≥ 66 år 0,113 0,145 0,78 0,332 0,182 1,82 Grundutbildning Gymnasieutbildning 0,041 0,028 1,43 0,022 0,034 0,65 Högskola 0,085 0,025 3,38 0,115 0,037 3,14 Ensamstående Gift/sambo med arbetande partner

0,024 0,034 0,71 0,102 0,039 2,61

Gift/sambo med ej arbetande partner

-0,072 0,032 -2,27 -0,016 0,035 -0,46

Gift/sambo ≥ 66 år med arbetande partner

-0,066 0,072 -0,91 -0,050 0,088 -0,57

Gift/sambo ≥ 66 år med ej arbetande partner

0,008 0,066 0,12 -0,096 0,067 -1,43

Förklarande variabler Sverige Danmark

Marginalskillnader

Std.av. Z

Marginalskillnader

Std.av. Z

IADL-nivå -0,179 0,023 -7,86 -0,218 0,027 -8,07 Självrapporterad hälsa: Utmärkt Mycket god -0,025 0,031 -0,79 -0,006 0,034 -0,17 God -0,091 0,029 -3,19 -0,070 0,034 -2,10 Hygglig -0,141 0,027 -5,25 -0,199 0,028 -7,01 Dålig -0,184 0,023 -8,00 -0,223 0,026 -8,54 Mycket god och ≥ 66 år -0,018 0,072 -0,25 -0,061 0,072 -0,84 God och ≥ 66 år 0,102 0,084 1,21 -0,054 0,080 -0,69 Hygglig och ≥ 66 år 0,044 0,101 0,43 0,117 0,133 0,88 Dålig och ≥ 66 år 0,355 0,214 1,66 0,377 0,208 1,81 Hushållet får ekonomin att gå ihop: Med stor svårighet Med viss svårighet -0,017 0,062 -0,28 0,057 0,124 0,46 Ganska lätt 0,103 0,067 1,54 0,243 0,127 1,91 Lätt 0,137 0,065 2,11 0,213 0,099 2,15 Med viss svårighet och ≥ 66 år 0,887 0,019 46,28 0,864 0,020 42,38 Ganska lätt och ≥ 66 år 0,954 0,018 53,41 0,929 0,017 54,71 Lätt och ≥ 66 år 0,949 0,024 38,90 0,973 0,010 93,45 Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande

0,173 0,051 3,39 0,264 0,065 4,06

Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande och ≥ 66 år

0,163 0,080 2,03 0,214 0,106 2,02

Skattad sannolikhet att förvärvsarbeta för jämförelse normen

0,176 0,220

Pseudo R2

0,568

0,568

Antal observationer

2649

2475

Marginalskillnaderna för dummyvariablerna är beräknade för en diskret förändring från 0 till 1.

Tabell A5.4 Probitanalys av sannolikheten att förvärvsarbeta i Italien och

Tyskland 2006/2007. (Share-data; självrapporterad sysselsättningsstatus.)

Förklarande variabler

Italien Tyskland

Marginalskillnader

Std.av. Z Marginalskillnader

Std.av. Z

Född utomlands

0,134 0,099 1,35 -0,046 0,020 -2,37

Född utomlands och ≥ 66 år

0,111 0,116 0,96

Storstad Förort till storstad -0,015 0,012 -1,19 0,022 0,031 0,71 Större stad -0,012 0,013 -0,96 0,006 0,036 0,16 Mindre stad -0,014 0,012 -1,21 0,023 0,026 0,88 Landsbygd -0,014 0,012 -1,17 0,007 0,024 0,28 50–54 år 55–59 år -0,050 0,011 -4,57 -0,025 0,020 -1,25 60–64 år -0,080 0,016 -4,92 -0,161 0,023 -6,88 65 år -0,050 0,011 -4,48 -0,138 0,021 -6,45 66–104 år -0,599 0,177 -3,38 66 år -0,142 0,025 -5,64 67 år -0,036 0,016 -2,27 -0,135 0,028 -4,85 68–69 år -0,010 0,031 -0,32 -0,144 0,037 -3,94 70–74 år -0,015 0,029 -0,84 -0,174 0,051 -3,43 75– år -0,035 0,023 -1,50 -0,204 0,058 -3,55 Man Kvinna -0,070 0,015 -4,64 -0,068 0,019 -3,67 Kvinna ≥ 66 år 0,032 0,031 1,05 -0,009 0,076 -0,11 Hushållsstorlek ≤2 Hushållsstorlek >2 0,006 0,008 0,67 0,044 0,024 1,81 Hushållsstorlek >2 och ≥ 66 år

0,015 0,030 0,49 0,219 0,168 1,30

Grundutbildning Gymnasieutbildning 0,075 0,018 4,05 0,097 0,030 3,20 Högskola 0,122 0,032 3,82 0,158 0,043 3,68 Ensamstående Gift/sambo med arbetande partner

-0,019 0,011 -1,79 -0,013 0,026 -0,50

Gift/sambo med ej arbetande partner

-0,010 0,013 -0,71 -0,069 0,029 -2,39

Förklarande variabler

Italien

Tyskland

Marginalskillnader

Std.av. Z

Marginalskillnader

Std.av. Z

Gift/sambo ≥ 66 år med arbetande partner

0,486 0,222 2,19 -0,001 0,166 -0,01

Gift/sambo ≥ 66 år med ej arbetande partner

0,051 0,053 0,97 0,019 0,100 0,19

IADL-nivå -0,020 0,018 -1,13 -0,117 0,024 -4,95 Självrapporterad hälsa: Utmärkt Mycket god 0,003 0,015 0,10 -0,014 0,033 -0,43 God -0,012 0,013 -0,98 -0,049 0,032 -1,56 Hygglig -0,019 0,013 -1,46 -0,086 0,029 -2,98 Dålig -0,035 0,013 -2,69 -0,120 0,024 -5,09 Mycket god och ≥ 66 år 0,177 0,170 1,04 -0,070 0,086 -0,81 God och ≥ 66 år 0,083 0,103 0,81 -0,032 0,121 -0,26 Hygglig och ≥ 66 år 0,103 0,112 0,92 0,093 0,189 0,49 Dålig och ≥ 66 år 0,197 0,196 1,00 0,208 0,304 0,68 Hushållet får ekonomin att gå ihop: Med stor svårighet Med viss svårighet 0,035 0,014 2,51 0,183 0,061 3,01 Ganska lätt 0,034 0,016 2,14 0,180 0,042 4,28 Lätt 0,140 0,050 2,81 0,241 0,056 4,31 Med viss svårighet och ≥ 66 år -0,058 0,016 -3,53 Ganska lätt och ≥ 66 år -0,035 0,019 -1,84 -0,189 0,062 -3,05 Lätt och ≥ 66 år -0,037 0,014 -2,73 -0,171 0,045 -3,84 Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande

0,084 0,021 3,88 0,327 0,056 5,84

Föregående års inkomst helt eller delvis från företagande och ≥ 66 år

0,043 0,031 1,39 0,075 0,082 0,91

Skattad sannolikhet att förvärvsarbeta för jämförelse normen

0,043 0,124

Pseudo R2

0,500 0,5053

Antal observationer

2902 2280

Marginalskillnaderna för dummyvariablerna är beräknade för en diskret förändring från 0 till 1.

Tabell A5.5 Probitanalys med slumpmässiga paneleffekter för män

respektive kvinnor födda 1938-1940, LISA-data

Förklarande variabler Män Kvinnor

Parameterskattning

Std.av. Z Parameter-

skattning

Std.av. Z

Hela åldersgruppen 50+ Ålder

50–54

0 0

55–59 -0,589 0,005 -115,57 -0,793 0,006 -139,97 60–63 -1,771 0,005 -362,32 -2,045 0,005 -376,17 64–65 -2,885 0,006 -501,08 3,520 0,007 -529,82 66 -2,837 0,063 -45,14 -3,622 0,090 -40,15 67 -3,136 0,062 -50,78 -3,954 0,089 -44,34 68 -3,421 0,059 -57,57 -4,281 0,087 -49,23 69 -3,581 0,058 -61,94 -4,57 0,086 -52,07

Födelseår

1938

0 0

1939 -0,007 0,010 -0,64 -0,002 0,012 -0,12 1940 -0,216 0,013 -16,80 -0,209 0,015 -13,69

Familjetyp

Gifta

0 0

Samboende -0,292 0,018 -16,01 -0,115 0,026 -4,45 Ensamstående 0,426 0,007 58,06 0,620 0,008 76,43

Utbildning

Grundutbildning

0 0

Gymnasial utbildning 0,160 0,009 18,36 0,606 0,010 58,90 Högskola 0,408 0,012 32,81 1,195 0,014 85,69 Forskarutbildning 1,275 0,036 35,13 2,136 0,069 30,91

Företagare

Ej egenföretagare

0 0

Egenföretagare 0,868 0,008 112,74 0,962 0,012 83,16

Hushållets disponibla inkomst

1

0 0

2 0,995 0,006 163,74 0,851 0,006 131,49 3 1,584 0,007 217,10 1,335 0,008 168,83 4 1,890 0,008 234,93 1,559 0,009 175,37 5 2,021 0,009 217,70 1,615 0,010 155,23

Variabler Män Kvinnor

Parameter-

skattning

Std.av. Z

Parameterskattning

Std.av. Z

Antal sjukhusdagar sedan 1990

0

0 0

2 -0,126 0,013 -9,80 -0,168 0,015 -11,26 3 -0,483 0,014 -34,65 -0,632 0,017 -37,10 4 -1,144 0,019 -61,38 -1,512 0,024 -63,03

Relativ arbetslöshet

-0,021 0,001 -19,73 0,013 0,001 11,69

Interaktion: Om äldre än 65 år Utbildning

Grundutbildning 0,081 0,031 2,63 0,247 0,059 4,20 Gymnasial utbildning 0,171 0,031 5,58 0,251 0,058 4,30 Högskola 0,156 0,031 5,10 0,070 0,059 1,20 Forskarutbildning 0 0

Företagare

Ej egenföretagare

-0,136 0,012 -11,18 -0,284 0,019 -14,76

Egenföretagare

0 0

Hushållets disponibla inkomst

1 -0,407 0,017 -23,81 -0,551 0,018 -30,43 2 -0,340 0,013 -27,18 -0,230 0,015 -15,02 3 -0,360 0,013 -28,11 -0,283 0,017 -16,77 4 -0,213 0,013 -16,66 -0,174 0,017 -9,96 5 0 0

Antal sjukhusdagar sedan 1990

0 -0,162 0,024 -6,88 -0,107 0,035 -3,07 2 -0,087 0,024 -3,64 0,019 0,035 0,53 3 -0,021 0,025 -0,82 0,069 0,037 1,87 4 0 0

Relativ arbetslöshet

-0,040 0,007 -6,07 -0,039 0,008 -5,01

Intercept

0,788 0,016 50,40 0,574 0,017 32,94

Sigma_u

1,460 0,004 1,775 0,005

Rho

0,681 0,001 0,759 0,001

Antal observationer

2296917 2302321

Antal individer

141729 139486

Random effects probit för män respektive kvinnor.