Samfunnsspeilet, 2004/6

Kontantstøtten og mødres arbeidstilbud

Større virkninger på lengre sikt

Publisert:

Da kontantstøtten ble evaluert, var hovedkonklusjonen at den var en stor reform med små virkninger. Det gjaldt også mødres yrkesdeltakelse, der mange på forhånd hadde ventet en sterkere nedgang. Evalueringen fanget imidlertid bare opp korttidseffektene, og nyere analyser tyder på at langtidseffektene er større. Fire år etter at kontantstøtten ble innført var yrkesandelen blant mødre med barn i 1-2-årsalderen merkbart lavere enn før, og andelen som hadde permisjon blant de yrkesaktive, var klart høyere. Totalt sett anslår vi at dette utgjør en nedgang i småbarnsmødres arbeidstilbud på ca. 20 prosent eller ca. 11 000 årsverk.

Forfatter: Marit Rønsen

Små korttidseffekter

Før kontantstøtten ble innført i 1998 ( 1 ), ble det hevdet at den ville føre til en stor nedgang i mødres yrkesdeltakelse. Et av formålene med reformen var også at den skulle gi småbarnsforeldre økonomisk mulighet til å være mer sammen med egne barn. Selv om støtten i utgangspunktet ikke var spesielt myntet på mødre, måtte en forvente at det i første rekke var de som ville redusere sin innsats på arbeidsmarkedet.

Konsekvensene av reformen var lite utredet på forhånd, men Barne- og familiedepartementet tok på et tidlig tidspunkt initiativet til en bred evaluering i etterkant. Gjennom Norges forskningsråd ble det satt i gang en rekke prosjekter som undersøkte konsekvensene for sysselsetting og arbeidsmarked, likestilling, barnehagesektoren og barn med spesielle behov. Hovedkonklusjonen fra forskergruppen som ledet evalueringen, var at kontantstøtten var en stor reform med små virkninger (Baklien mfl. 2001). Dette var nokså overraskende, og ifølge forskergruppen var et av de mest interessante spørsmål de satt igjen med hvorfor reformen hadde hatt så små effekter.

Et forbehold ved konklusjonene fra evalueringen var at mange av analysene baserte seg på data som var samlet inn like etter at reformen var innført, slik at det bare var de helt kortsiktige virkningene som kunne fanges opp. Det gjaldt for eksempel de fleste analysene av mødres yrkesdeltakelse, der opplysningene hovedsakelig stammet fra to intervjuundersøkelser som ble gjennomført våren 1998 og våren 1999, det vil si noen måneder før og noen måneder etter at reformen ble innført ( 2 ). De første analysene tydet likevel på at mødres yrkesdeltakelse ikke var helt upåvirket av kontantstøtten. Det ble blant annet pekt på at sannsynligheten for å være i jobb så ut til å ha gått noe ned i de fleste utdanningsgrupper, og det hadde også vært en viss overgang fra heltids- til deltidsarbeid (Knudsen 2001, Rønsen 2001). Men så langt måtte effektene vurderes som forholdsvis små.

Hva med virkningene på lengre sikt?

I den opprinnelige evalueringen inngikk det også et par analyser som studerte virkningene på noe lengre sikt. Ved hjelp av data fra de løpende Arbeidskraftundersøkelsene (AKU) til og med 3. kvartal 2000 anslo blant annet Håkonsen mfl. (2001) at yrkesprosenten blant mødre med yngste barn i kontantstøttealder hadde gått ned med om lag 5 prosentpoeng eller med snaut 3 700 årsverk per år. Samme forfattere utviklet også en modell som ble brukt til å simulere virkningene på lang sikt. Resultatene viste at langtidsvirkningene kunne bli nokså betydelige, med en beregnet reduksjon i arbeidstilbudet til mødre med barn i kontantstøttealder på ca. 18 prosent eller omkring 10 000 årsverk.

Siden all tilpasning tar tid, kan det være rimelig å forvente at virkningene på sikt vil bli større enn de som ble påvist like etter at kontantstøtten ble innført. Men det har også vært argumentert for at virkningene kan bli mindre på sikt, fordi en regner med at moderne mødre vil velge å jobbe uansett, og at kontantstøttens størrelse langt fra er tilstrekkelig til at flere skal velge å være hjemme med barna. Hvordan det faktisk har gått, har vi hittil hatt lite kunnskap om, hovedsakelig på grunn av manglende data. En analyse basert på data fra administrative registre følger riktignok utviklingen til og med 2001 (Schøne 2004). Problemstillingen som belyses der er imidlertid mer om kontantstøttereformen fikk varige effekter for det videre yrkesforløpet til den enkelte kvinne, enn hva langtidseffektene har vært for gruppen av mødre med barn i kontantstøttealder og arbeidsmarkedet generelt sett .

Våren 2002 ble det gjennomført en ny undersøkelse av barnefamiliers tilsynsordninger, yrkesdeltakelse og bruk av kontantstøtte ( 3 ) som en oppfølging til de to tidligere undersøkelsene i 1998 og 1999. Ved å se disse tre undersøkelsene i sammenheng kan vi nå få et bedre inntrykk av hva som virkelig har skjedd med mødres arbeidstilbud de første 3-4 årene etter at kontantstøtten ble innført. I første del av denne artikkelen skal vi kartlegge dette i mer detalj, og deretter skal vi diskutere i hvilken grad vi kan tolke mulige endringer som en effekt av kontantstøtten ( 4 ).

Siden vi studerer mødre med barn i kontantstøttealder, vil mange som vanligvis er yrkesaktive ha lønnet eller ulønnet permisjon på undersøkelsestidspunktet. Det er det viktig å ta hensyn til når en studerer arbeidstilbudet til denne gruppen, for i forhold til arbeidsmarkedet er det først og fremst den faktiske yrkesinnsatsen som har betydning. Den er et produkt av antallet som er i arbeid og gjennomsnittlig arbeidstid blant dem som jobber. Men for mødres egen posisjon og fremtid på arbeidsmarkedet, vil også det å ha en jobbtilknytning være viktig. Det har alle som vanligvis er yrkesaktive, selv om de midlertidig har permisjon. I de tre undersøkelsene vi baserer oss på her, ble alle mødre som vanligvis hadde inntektsgivende arbeid regnet som yrkesaktive. Dernest ble de yrkesaktive spurt om de for tiden hadde lønnet eller ulønnet fødselspermisjon. De som ikke hadde permisjon, utgjør dermed gruppen som faktisk var i arbeid. Nedenfor skal vi se nærmere på hvordan
mødres yrkesdeltakelse utviklet seg fra 1998 til 2002 målt ved alle disse størrelsene.

Situasjonen fire år etter

Tabell 1 viser at yrkesandelen blant mødre med barn i kontantstøttealder lå stabilt på 76-77 prosent i perioden, men andelen som faktisk var i jobb gikk noe ned, fra 61,6 prosent i 1998 til 58,8 prosent i 2002. Det betyr at flere hadde permisjon i 2002, og spesielt gjaldt det ulønnet permisjon, der andelen hadde økt fra 6,5 til 8,8 prosent. Økningen inntraff først etter 1999, så dette er en endring som har skjedd på litt lengre sikt. Blant dem som er i arbeid, har det vært en viss forskyvning fra heltids- til deltidsarbeid (tabell 2) ( 5 ). Men den største endringen her skjedde på kort sikt, fra 1998 til 1999, da andelen som jobbet heltid gikk ned fra 49 til 44 prosent. Målt som gjennomsnittlig arbeidstid per uke blant dem som arbeider utgjorde nedgangen 1,7 timer.

Fordi bruken av permisjon er så nært knyttet til barnas alder, vil det være interessant å se hvordan utviklingen har vært for mødre med yngste barn i ulike aldre. Blant mødre med barn i kontantstøttealder (1-2 år) vil ikke nødvendigvis det yngste barnet være i denne aldersgruppen, for noen kan også ha fått et nytt barn som ennå ikke har fylt ett år. I de tre undersøkelsene denne analysen baserer seg på, var det litt under 10 prosent av mødrene som hadde et yngste barn under ett år på hvert av tidspunktene. De utgjør en spesiell gruppe, ettersom de fleste både vil ha rett til betalt fødselspermisjon med det yngste barnet og rett til kontantstøtte for et eldre barn. I enkelte tidligere analyser av kontantstøtten er denne gruppen utelatt for å få et mer ensartet utgangspunkt (se for eksempel Knudsen 2001, Sture og Koren 2004), men vi har valgt å ta dem med siden de også berøres av reformen. Da er det selvsagt spesielt viktig å kontrollere for alderen på yngste barn, og det har vi gjort i tabell 3.

Flere med 1- og 2-åringer tar permisjon

Som vi kunne vente, varierer mødres yrkestilknytning mye med yngste barns alder. Andelen som vanligvis er yrkesaktive, er høyest blant dem som har barn under ett år, men de fleste har permisjon, slik at andelen som er på jobb er svært lav. I perioden 1998 til 2002 lå den på 3-7 prosent. Vi merker oss for øvrig at yrkesandelen i denne gruppen falt fra 82 prosent i 1998 til 71 prosent i 1999, og deretter ble den liggende på dette nivået. Dette er altså en endring som inntraff nokså umiddelbart. Blant mødre med yngste barn på ett eller to år var yrkesandelen stabil fra 1998 til 2002, men i disse gruppene var det en tydelig oppgang i andelen som hadde permisjon. Den økte fra 11 til 17 prosent der yngste barn var ett år, og fra 4 til 9 prosent der yngste barn var to år. Mødre med yngste barn i kontantstøttealder ser altså fortsatt ut til å ha beholdt en tilknytning til arbeidsmarkedet, men det er blitt flere som tar permisjon og færre som jobber. Mesteparten av denne utviklingen har skjedd etter 1999, det vil si på noe lengre sikt.

Et av funnene i den første evalueringen var at mødre med ulikt utdanningsnivå og fagbakgrunn så ut til å være påvirket på forskjellig måte. Noe uventet fant en at det ikke først og fremst var de lavt utdannede som hadde endret sin tilpasning til arbeidsmarkedet, men heller mødre med noen års universitetsutdanning og kanskje spesielt dem med undervisningsbakgrunn (Knudsen 2001, Rønsen 2001). Vi skal derfor også her ta for oss utviklingen for ulike utdanningsgrupper.

Lavere andeler i arbeid blant dem med helse- og undervisningsbakgrunn

Som for mødrene totalt sett, er det bare små endringer i yrkesandelen i de ulike gruppene etter utdanningsnivå (tabell 4), men det er en tendens til nedgang blant de universitetsutdannede. Blant dem med universitets- eller høyskoleutdanning på laveste nivå (cand.mag.) var en merkbart lavere andel i arbeid i 2002 enn i 1998, både på grunn av at færre var yrkesaktive og fordi flere hadde permisjon. Permisjonsbruken har også økt blant dem med lavere utdanning, men ikke blant dem med høyest utdanning (hovedfagsnivå). Utviklingen i denne gruppen er imidlertid litt spesiell, ettersom andelen med permisjon først ser ut til å ha gått ned og deretter opp igjen. Men gruppen er liten, og det knytter seg derfor ekstra stor usikkerhet til disse tallene.

Når vi deler inn mødrene etter fagfelt (utdanningsretning), viser det seg at det er dem med helsefaglig bakgrunn som har hatt den største nedgangen i andelen i arbeid fra 1998 til 2002, og det ikke først og fremst fordi det er flere som har permisjon, men fordi det er færre som vanligvis har inntektsgivende arbeid. Denne endringen kunne spores allerede på kort sikt, men er blitt tydeligere på lengre sikt. Blant mødre med undervisningsbakgrunn var det en like stor nedgang i andelen i arbeid i 1999, men deretter har ikke nedgangen fortsatt i samme tempo. Yrkesdeltakelsen til mødre med helsefaglig bakgrunn var imidlertid høyere enn i alle andre grupper i 1998. Hele 96 prosent var yrkesaktive før reformen og 74 prosent var i arbeid. Fire år etter var yrkesdeltakelsen fortsatt høy med 88 prosent yrkesaktive og 65 prosent i arbeid, omtrent på samme nivå som blant dem med undervisningsbakgrunn.

Hva sier utviklingen om effekten av kontantstøtten?

Et problem med å trekke konklusjoner basert på enkle sammenligninger av gjennomsnittstall fra et utvalg av befolkningen, er at det alltid hefter usikkerhet ved tallene. Det skal derfor ganske store forskjeller til før vi kan påstå at det faktisk har skjedd endringer. Dette problemet blir større jo mer vi deler opp materialet og jo mindre gruppene blir. Om vi skal forsøke å si noe om i hvilken grad endringene skyldes kontantstøtten, har vi i tillegg problemet med at endringene også kan skyldes andre ting, det vil si alt annet er ikke likt. Vi må for eksempel regne med at utvalget av mødre ikke vil være likt hvert av årene. Det kan både skyldes tilfeldigheter ved trekkingen, og at trekkegrunnlaget, det vil si populasjonen av mødre med barn i kontantstøttealder, har endret seg. Fordi mødre stadig er eldre når de får barn, og fordi deres utdanningsnivå stadig øker, vil for eksempel både alder og utdanningsnivå normalt være høyere i 2002 enn i 1998. Begge deler vil i seg selv føre til økt yrkesaktivitet og vil dermed kunne tilsløre en eventuell utvikling i motsatt retning som følge av kontantstøtten. Dersom en ønsker å isolere effekten av reformen, er det derfor nødvendig å benytte analyseteknikker som nettopp tar hensyn til at andre faktorer kan ha endret seg i perioden. I tillegg kan det være trender i mødres yrkesdeltakelse som det kan være vanskeligere å kontrollere for.

Vi skal nå se nærmere på resultatene fra en analyse der vi forsøker å holde mest mulig likt ved å kontrollere for en rekke påvirkningsfaktorer. I utgangspunktet skiller vi mellom å være yrkesaktiv eller ikke å være yrkesaktiv. Dernest skiller vi mellom å være i arbeid eller å ha permisjon (ikke være i arbeid), og til slutt skiller vi mellom å jobbe heltid eller deltid. Analysen bygger på en modell der vi tenker oss at tilpasningen til arbeidsmarkedet skjer gradvis: Mødre velger først om de vil være yrkesaktive eller ikke. Dette valget tas som oftest før fødselen. Hvis de har valgt å være yrkesaktive, velger de så om de vil være i arbeid eller i permisjon, og hvis de har bestemt seg for å arbeide, velger de om de skal jobbe heltid eller deltid. De to siste valgene skjer vanligvis etter fødselen, og det endelige utfallet av samtlige valg observeres på intervjutidspunktet. I tabell 6 gjengir vi de mest sentrale resultatene fra denne analysen. Vi rapporterer kun estimatene for indikatorene for årene 1998, 1999 og 2002. Men alle estimatene er nettoeffekter, det vil si modellen inneholder også andre viktige forklaringsfaktorer. 1998 er brukt som referanseår, slik at estimatene for 1999 og 2002 gir uttrykk for endringen i forhold til 1998.

Valgene er analysert ved hjelp av en såkalt multivariat, sekvensiell logit-modell. At modellen er multivariat, betyr at den tar hensyn til at valget påvirkes av mange faktorer samtidig. At den er sekvensiell, betyr at vi estimerer valgene etter hverandre, gitt utfallet av forrige valg. I tillegg til indikatorer for hvert av årene 1998, 1999 og 2002 inkluderer modellen de viktige forklaringsvariablene mors alder og utdanning, antall og alder på barn, samlivsstatus, innvandrerstatus, bosted (region) og mødrenes egen vurdering av mulighetene for barnehageplass. Når disse variablene holdes konstant, får en et mål på endringene i mødres yrkesarbeid fra 1998 til 2002 som er renset for deres innflytelse, og som derfor med større sikkerhet kan tilskrives kontantstøtten. Koeffisientene rapporteres som oddskvoter. En oddskvote sier noe om den relative sannsynligheten for å ta et bestemt valg. Kvoten fås ved å dividere to odds med hverandre. Oddsen er igjen lik sannsynligheten for å gjøre et bestemt valg delt på sannsynligheten for ikke å gjøre det valget. Når oddskvoten er større enn én, betyr det at oddsen og dermed sannsynligheten er større det året enn i 1998, og motsatt, hvis oddskvoten er mindre enn én, er sannsynligheten mindre. Tallverdien på oddskvoten har for øvrig ingen direkte tolkning, men når valget vi studerer er ganske vanlig, kan den tilnærmelsesvis tolkes som relativ risiko.

Lavere sannsynlighet for å være yrkesaktiv og større sannsynlighet for å ha permisjon på lang sikt

Analysen bekrefter at det har vært en nedgang i mødres arbeidstilbud fra 1998 til 2002, men på kort sikt, det vil si i 1999, kom det hovedsakelig til uttrykk ved at de som var i jobb, i mindre grad jobbet heltid. I 2002 kan det ikke lenger spores noen tilsvarende reduksjon i sannsynligheten for å jobbe heltid, men til gjengjeld var det en signifikant nedgang både i sannsynligheten for å være yrkesaktiv og i sannsynligheten for at de yrkesaktive var i jobb. På kort sikt ser det derfor ut til at kontantstøtten først og fremst har påvirket tilpasningen av arbeidstid, det vil si det har skjedd justeringer innenfor en allerede etablert yrkestilknytning. Virkningen på lengre sikt går derimot mer på selve yrkestilknytningen, idet flere mødre ser ut til å ha tilpasset seg endrede rammebetingelser ved å trekke seg helt ut av arbeidsstyrken eller ved å ta permisjon.

Hva betyr så disse endringene for arbeidsmarkedet totalt sett? For å få et mål på dette har vi også estimert en modell som anslår hva færre yrkesaktive og flere på permisjon betyr i form av redusert gjennomsnittlig arbeidstid per uke. Her anvender vi en såkalt Tobit-modell, som er en modell som tar hensyn til at vi bare observerer arbeidstiden til dem som er i arbeid, og at de andre, som utgjør en relativt stor gruppe (jf. tabell 1), har arbeidstid lik null. For å rendyrke en "kontantstøtte-effekt" kontrollerer vi, som før, for andre viktige påvirkningsfaktorer, og vi viser også nå resultater kun for årsindikatorene (tabell 7).

Kontantstøtten - stor reform med ikke så små virkninger likevel

For hele mødregruppen under ett finner vi en nedgang i gjennomsnittlig arbeidstid per uke på 2½ time i 1999 og 3¾ time i 2002. Begge resultater er klart signifikante, og på lang sikt må virkningene sies å være ganske betydelige. Hvis vi tar utgangspunkt i en gjennomsnittlig ukentlig arbeidstid i denne gruppen på 19 timer, som den var før kontantstøttereformen (jf. tabell 1), utgjør nedgangen på 3¾ time nesten 20 prosent. Omregnet til årsverk betyr det en reduksjon på omtrent 11 000 årsverk ( 6 ). Dette stemmer forbausende godt med Håkonsen mfl. (2001) som i sin simulering av langtidsvirkningene anslo at nedgangen kunne bli på ca. 18 prosent eller om lag 10 000 årsverk (se innledningsvis).

Modellresultatene viser altså større endringer i mødres arbeidstilbud fra 1998 til 2002 enn det vi finner når vi ser på rene gjennomsnittstall (jf. tabell 1). Men i hvilken grad kan vi tolke disse endringene som en effekt av kontantstøtten? Siden modellen kontrollerer for viktige kjennetegn ved mødrene, kan vi være rimelig trygge på at ulik sammensetning av mødregruppen det enkelte år, ikke forkludrer resultatene. "Alt annet" behøver likevel ikke å ha vært likt. Forholdene på arbeidsmarkedet og barnehagemarkedet kan for eksempel ha endret seg, og i tillegg kan det være trender i mødres yrkesdeltakelse som det er vanskelig å kontrollere for. Når det gjelder markedsforholdene, vet vi for eksempel at arbeidsledigheten var noe høyere våren 2002 enn på tilsvarende tidspunkt i 1998. Det trekker i retning av lavere yrkesdeltakelse i 2002 ( 7 ). Samtidig har det etter tusenårsskiftet vært sterkt fokus på barnehageutbygging og barnehagepris, og foreldrebetalingen i barnehager har gradvis blitt lavere. Lavere pris trekker i retning av økt yrkesdeltakelse, men det forutsetter at det er mulig å få en barnehageplass. Mors egen vurdering av muligheten for å få en plass har vi imidlertid kontrollert for i modellen, så dermed er det hovedsakelig den positive effekten av lavere pris modellen ikke fanger opp.

Det er vanskelig å kontrollere for trender i mødres yrkesdeltakelse for øvrig uten å ha en kontrollgruppe, det vil si en gruppe med barn i samme alder som ikke fikk rett til kontantstøtte. En slik gruppe finnes dessverre ikke, i og med at alle med 1-2-åringer ble omfattet av ordningen samtidig. I noen tidligere analyser er i stedet mødre med eldre barn (3-5 år) brukt som "kontrollgruppe" (se for eksempel Langset mfl. 2000, Håkonsen mfl. 2001, Knudsen 2001). Denne tilnærmingsmåten fører generelt til at endringen fra "før" til "etter" blir større enn når analysen gjøres uten "kontrollgruppe". Det skyldes at effekten måles relativt til utviklingen i "kontrollgruppen", og i denne gruppen har det vært en underliggende positiv trend i arbeidstilbudet. Hvis vi antar at det ville ha vært en lignende positiv trend for mødre med 1-2-åringer dersom kontantstøtten ikke hadde blitt innført, ville vi fått en reformeffekt som er enda større enn det våre endringstall viser.

Det vi så langt ikke har kunnet kontrollere for, er dermed faktorer som trekker både i positiv og negativ retning, og det er lite trolig at resultatet ville bli særlig annerledes om vi hadde kunnet ta hensyn til dem i modellen. De estimerte endringene fra 1998 til 2002 burde derfor ligge nokså nær det vi ville fått om alt annet hadde vært likt, bortsett fra innføringen av kontantstøtten, det vil si anslaget kan med rimelig sikkerhet tolkes som en "kontantstøtteeffekt". Som vi har sett, har effekten økt over tid, og på lengre sikt må nedgangen i mødres arbeidstilbud karakteriseres som ganske betydelig. I 2002 dreide det seg for eksempel om over 10 000 årsverk per år. Vurdert ut fra målsettingen om at foreldre og barn skulle få mer tid sammen, kan dette betraktes som et positivt resultat. Fra et likestillingsperspektiv derimot, er det mer bekymringsfullt, i alle fall så lenge det hovedsakelig er mødre som trapper ned på sin yrkesinnsats ( 8 ).

Noter

(1) Kontantstøtten ble innført for ettåringer i august 1998 og for toåringer i januar 1999.

(2) På oppdrag fra BFD gjennomførte SSB våren 1998 en spørreundersøkelse om Barnefamiliers tilsynsordninger, yrkesdeltakelse og økonomi før innføring av kontantstøtte, og våren 1999 ble det holdt en tilsvarende undersøkelse: Barnefamiliers tilsynsordninger, yrkesdeltakelse og bruk av kontantstøtte 1999. Se Rønning (1998) og Reppen og Rønning (1999) for nærmere dokumentasjon.

(3) Se Pettersen (2003) for nærmere dokumentasjon.

(4) Analysen er finansiert av Barne- og familiedepartementet.

(5) Deltid omfatter her alle som jobber 1-36 timer per uke, med unntak av personer som jobber 32-36 timer og som oppgir at dette utgjør heltid. Disse inngår i gruppen med heltid sammen med dem som jobber 37 timer eller mer.

(6) Estimatet tar utgangspunkt i et anslag på 110 000 mødre i gruppen, 48 arbeidsuker i året og 1 800 timer per årsverk.

(7) Arbeidsledigheten blant kvinner 25-54 år var ifølge AKU henholdsvis 2,5, 2,1 og 2,8 prosent i 2. kvartal hvert av årene 1998, 1999 og 2002.

(8) Om kontantstøtten har påvirket fedres yrkesdeltakelse på lang sikt, vet vi foreløpig lite om, men på kort sikt kunne det ikke spores noen endringer (Hellevik 2000). Vi skal imidlertid senere også analysere den mer langsiktige utviklingen i fedres yrkesdeltakelse.

Referanser

Baklien, B., L. Gulbrandsen og A.L. Ellingsæter (2001): Evaluering av kontantstøtteordningen, Kultur og samfunn, Norges forskningsråd

Hellevik, T. (2000): Småbarnsforeldres yrkesdeltakelse og valg av barnetilsyn før og etter kontantstøttens innføring . NOVA Rapport 2/00.

Håkonsen, L., T. Kornstad, K. Løyland og T.O. Thoresen (2001): Kontantstøtten - effekter på arbeidstilbud og inntektsfordeling , Rapporter 2001/5, Statistisk sentralbyrå.

Knudsen, C. (2001): Hvem lot seg påvirke? Kontantstøtten og mødres yrkesaktivitet . NOVA Rapport 11/01.

Langset, B., B. Lian og T.O.Thoresen (2000): Kontantstøtten - hva har skjedd med yrkesdeltakelsen? Økonomiske analyser 3/2000, Statistisk sentralbyrå.

Pettersen, S.V. (2003): Barnefamiliers tilsynsordninger, yrkesdeltakelse og bruk av kontantstøtte våren 2002 . Rapporter 2003/9, Statistisk sentralbyrå.

Reppen, H.K. og E. Rønning (1999): Barnefamiliers tilsynsordninger, yrkesdeltakelse og bruk av kontantstøtte våren 1999 . Rapporter 1999/27, Statistisk sentralbyrå.

Rønning, E. (1998): Barnefamiliers tilsynsordninger, yrkesdeltakelse og økonomi før innføring av kontantstøtte. Notater 98/61, Statistisk sentralbyrå.

Rønsen, M. (2001): Market work, child care and the division of household labour. Adaptations of Norwegian mothers before and after the cash-for-care reform , Rapporter 2001/3, Statistisk sentralbyrå.

Schøne, P. (2002): Kontantstøtten og effekter på arbeidstilbudet: Hva er en god sammenligningsgruppe? Søkelys på arbeidsmarkedet 19:23-30.

Schøne, P. (2004): Kontantstøtten og mødres arbeidstilbud: Varig effekt eller retur til arbeid? Norsk økonomisk tidsskrift 118:1-21.

Sture, C.K. og C. Koren (2004): Mødre med barn i kontantstøttealder. Yrkestilknytning, arbeidstid og barnetilsyn . NOVA Skriftserie 3/04.

Marit Rønsen er forsker i Statistisk sentralbyrå, Seksjon for demografi og levekårsforskning (marit.ronsen@ssb.no).

Tabeller:

Kontakt