5 Hvorfor går eldre arbeidstakere av før ordinær pensjonsalder: vil de, eller må de?

Resultater fra en retrospektiv kohortundersøkelse.

Av Espen Dahl og Tove Midtsundstad, FAFO

5.1 Bakgrunn og problemstilling

I løpet av de siste ti årene har de vestlige industriland hatt en kraftig reduksjon i andelen yrkesaktive mellom 55 og 66 år, spesielt i den mannlige delen av arbeidsstyrken (OECD (1992)). Sammen med Sverige og Japan er Norge et av de land i verden med høyest sysselsetting i befolkningen over 60 år. Likevel, også i Norge henter stadig flere eldre sin inntekt fra ulike tidligpensjonsordninger (Waldrop (1992)), og det til tross for at vi her i landet ikke har noen offisell og allmenn førtidspensjonsordning. Hva er årsakene til denne nedgangen i sysselsettingen blant eldre arbeidstakere? Hvordan kan denne tendensen til økt førtidspensjonering blant eldre arbeidstakere forklares?

Hovedformålet med dette arbeidet er å belyse eldre arbeidstakeres overgang fra arbeid til tidligpensjon. Det vil si enten uførepensjon eller ulike typer ikke-medikaliserte førtidspensjonsordninger. Dette gjøres ved å etterprøve et sett av hypoteser utledet av to sentrale forklaringsmodeller for avgang fra yrkeslivet: utstøtingsmodellen og attraksjonsmodellen. Utstøtingsmodellen fokuserer på forholdet mellom strukturelle faktorer på arbeidsmarkedet og arbeidstakernes ressurser, mens attraksjonsperspektivet betoner egenskaper ved pensjonssystemene så som tilgjengelighet og sjenerøsitet.

Med utgangspunkt i disse to modellene reiser vi følgende hovedspørsmål:

Hvordan påvirkes arbeidstakeres sannsynlighet for å gå over på henholdsvis uførepensjon og på avtalefestet pensjon (AFP) av utstøtings- og attraksjonsfaktorer?

Vi vil belyse denne problemstillingen med et datamateriale som ble samlet inn til et tidligere FAFO-prosjekt om tidligpensjonering (Visher og Midtsundstad (1993)). Datasettet er et representativt utvalg av 1 254 eldre (59-63 år) yrkes­aktive personer trukket fra utvalget til Arbeids­kraftundersøkelsen i 1990. Disse ble på nytt intervjuet i 1993 om sine valg mellom fortsatt arbeid og tidligpensjon. Av de mange metodiske tilnærminger som er mulig til temaet tidligpensjonering, anlegger vi således et individuelt perspektiv. Vi analyserer enkeltindividers overganger fra yrkesaktivitet til nærmere spesifiserte tidligpensjonsordninger innenfor en periode avgrenset til om lag tre år.

5.2 Teoretiske perspektiver – ­utstøting eller attraksjon?

I den teoretiske litteraturen om tidligpensjonering har to forklaringsmodeller stått sentralt; utstøtingsmodellen og attraksjonsmodellen. I det etterfølgende vil vi kort gjennomgå disse to hovedforklaringene på tidlig avgang fra yrkeslivet, og sammenfatte hvilken empirisk støtte som finnes for hver av dem.

5.2.1 Utstøtingsmodellen

Den første omfattende drøftingen av utstøtingsideen på norsk finner vi i Halvorsen (1977), som igjen bygger på svensk og dansk litteratur fra første halvdel av 1970-tallet.

Utstøting henspiller på en prosess, et samvirke mellom faktorer på arbeidsplassen, det omkringliggende miljø og individuelle egenskaper (Halvorsen 1977:21). Utstøtingsprosessen, som kan strekke seg over mange år, viser til at det utvikles et misforhold mellom arbeidslivets krav og det enkelte individs ressurser i vid forstand. Kjernebegrepene i utstøtingsmodellen er arbeidslivets ytelseskrav og individets ressurser. Modellen har dermed både en strukturell og en individuell komponent. Halvorsen påpekte allerede i 1977 at for å forklare hvem som blir utstøtt må vi trekke inn individuelle egenskaper ( ressurser) i analysen. Som eksempler på viktige ressurser nevnes formell utdanning og ferdigheter, og stabilitet og disiplin (Colbjørnsen (1982)).

Hovedårsakene til utstøtingsprosessene må, i følge teorien, relateres til strukturelle endringer på makroøkonomisk nivå, endringer som er styrt av markedsøkonomiens utviklings­logikk. I denne logikken står kravet om be­drifts­økonomisk lønnsomhet, profittjaget, sentralt. Lønnsomhetsimperativet ligger til grunn for en kontinuerlig endring av teknologi, produksjonsprosesser og jobbinnhold, og bak kravet om økt effektivitet og produktivitet. Mer spesifikt kan utstøtingen skje gjennom fire hovedmekanismer (Halvorsen (1977), Colbjørnsen (1982)):

1. Endringer i næringsstruktur, lokalisering, sysselsettingstilbud, bedriftsnedleggelser og driftsinnskrenkninger. Endringer i næringsstruktur medfører at gamle næringer og yrker forsvinner mens nye vokser fram. Nedgang i sysselsetting og arbeidsledighet i bestemte næringer og yrker kan tenkes å skape sysselsettingsproblemer spesielt for eldre arbeidstakere i ufaglærte og manuelle yrker. Det er nå akkumulert betydelig empirisk belegg for utstøtingseffekten av denne typen strukturelle endringer både med individdata (Hagen (1989), Kolberg (1991), Kolberg, (udatert), Kolberg og Hagen (1992), Hedstrøm (1980), og med aggregerte data på kommunenivå (Berglind (1977), Bogen (1981), Kolberg (1974)).

2. Økte krav til prestasjon, ferdigheter og omstillingsevne. Kravene til arbeidstakerne vil skjerpes som en følge av næringsmessige omstillinger, innføring av ny teknologi i eksisterende næringer og bransjer, og av høyere krav om større produktivitet og effektivitet. Denne oppgraderingstesen er omstridt, og vi skal komme tilbake til den nedenfor i diskusjonen om arbeidstakernes individuelle ressurser.

3. Arbeidsmiljøforhold som innebærer risiko for fysiske og psykiske yrkesrelaterte sykdommer, yrkesskader og yrkesulykker.

4. Kollektivdannelser blant de ansatte som avgrenser og formidler kravene fra det teknisk-økonomiske systemet (Lysgaard (1961)). Dels legger arbeiderkollektivet et tak på arbeidsytelsene, det vil si at det fungerer som en buffer overfor det teknisk-økonomiske systemets umettelige krav. Dels fastsetter kollektivet minstenormer, og dels er det med på å tildele retrettjobbene til dem som ansees som verdig trengende. Arbeiderkollektivet, og fagorganisering mer generelt, vil derfor ha en tvetydig karakter. På den ene side vil arbeiderkollektivet gjennom buffermekanismen forhindre utstøting. På den annen side vil det, gjennom håndhevingen av en minstestandard og tildeling av knappe retrettstillinger, kunne fremme utstøting. Effekten av LO-organisering kan dessuten formidles via tilgang på førtidspensjonsordningen AFP. Som kjent innebærer LO-medlemsskap for arbeidstakere over 65 år rett til AFP. Fra 1.10.1993 ble ordningen gjort gjeldende også for 64-åringene. Bare respondenter som var fylt 65 år var aktuelle for AFP i vår undersøkelse siden intervjuene ble gjennomført i første halvdel av 1993. Dersom tilgjengeligheten til AFP er avgjørende, skulle fagforeningsmedlemsskap tilsi større sjanse for å gå av.

En rimelig oppfatning av utstøtingsmodellen er at det er medlemmer av arbeiderklassens kjernetropper som er eksponert for størst risiko for utstøting, det vil si den mannlige 60-årige industriarbeideren som hadde vært yrkesaktiv siden han ble konfirmert (Kolberg (udatert:14)). Det er blitt satt spørsmålstegn ved denne forutsetningen. En nyere ansats er opptatt av betydningen av sporadisk og løs arbeidsmarkedstilknytning, spesielt blant middelaldrende kvinner. En antakelse er at kvinnelige arbeidstakere med løs og sporadisk tilknytning til arbeidsmarkedet har høy sannsynlighet for å havne på uførepensjon. Det viser seg imidlertid at resultatene på dette punkt er sprikende (Kjeldstad (1990), Kolberg (udatert)).

Det hevdes undertiden at utstøtingsmodellen er for enkel og for ensidig opptatt av forhold i yrkeslivet og på arbeidsmarkedet. Den overser sosiale relasjoner utenfor yrkeslivet som feks. ekteskapelig status (Kolberg (1991), Kolberg, (udatert). Til grunn for denne innvendingen ligger robuste og bestandige funn som viser at ikke-gifte har høyere uføresannsynligheter enn gifte (Kolberg (udatert), Amundsen (1988)). Tolkningen av slike funn kan med fordel informeres av den klassiske sosiologen Durkheims innsikter om den sosiale integrasjonens betydning for selvmordstilbøyeligheten. Durkheims generelle idé var at sosial integrasjon, i denne sammenheng å være gift, beskytter individet mot sosial, psykologisk og helsemessig misère. Idéen er også kalt for bufferhypotesen og har fått betydelig støtte i sosiologisk inspirert forskning om sosiale årsaker ( social support) til somatisk og psykisk uhelse (Cohen og Syme (1985)). Etter vårt syn er det imidlertid en feilaktig oppfatning at ekteskaplig status skulle være et fremmedelement i utstøtingsmodellen. Innenfor utstøtingsmodellens paradigme kan status som gift oppfattes som en sosial ressurs, og skulle som sådan motvirke utstøting, alt annet likt 1 .

En annen viktig, individuell ressurskomponent, helse, kan tilskrives omlag samme teoretiske status som ekteskapsinstitusjonen. I følge en klassisk sosiologisk utarbeiding av helse­begrepet er helse å forstå som handlingskapasitet (Parsons (1958)), det vil si evne til å innfri de forventinger som er rettet mot en rolle, i dette tilfellet arbeidsrollen. Handlingskapasitet er uten tvil en kritisk ressurs i et samfunn som stiller rigorøse og muligens økende krav til ytelse. Helse hører dermed logisk hjemme blant individets ressurser. Nærmest uten unntak viser norske og utenlandske studier at helse i høy grad predikerer tilbøyeligheten til førtidspensjonering, også for ikke-medikaliserte former: Arbeidstakere med helseproblemer har signifikant høyere sannsynlighet for å gå av før ordinær pensjonsalder enn andre (Parker (1980), Burkhauser (1979), Bazzoli (1985), Breslaw og Stelcner (1987)).

Colbjørnsen (1982) har reist flere innvendinger mot utstøtingsmodellen. Han mener blant annet at det er vanskelig å påvise at det har foregått en generell skjerping av ytelses- og ferdighetskravene i arbeidslivet. Det synes ikke å være snakk om en ensidig og alminnelig oppgradering av arbeidskraften. Det er samtidig en tendens til degradering av enkelte typer av arbeidskraft. Begge prosesser, bipolarisering, kan pågå innen samme bransje og også innen samme bedrift. Vi går med andre ord, mot et segmentert arbeidsmarked der utdanning vil være et sentralt sorteringskriterium. Arbeidstakere med høy utdanning vil sirkulere innen A-laget, mens arbeidstakere med liten utdanning vil måtte ta til takke med plass på B-laget. I dette perspektivet speiler utdanning plasseringen på et segmentert arbeidsmarked. Like viktig er imidlertid utdanning som indikator på en individuell ressurs. God utdanning letter omstilling, fremmer mestringsevnen, og gjør innehaveren mer etterspurt på arbeidsmarkedet. Samfunnsteoretikere har lenge erkjent utdanningens betydningen for folks livssjanser, men har begrepsfestet den på forskjellige måter; som formell kompetanse credentials (Wright (1985)), som human capital (Becker (1964)), som symbolsk kapital (Bourdieu (1979)), og som markedspotensiale (Giddens (1973)).

Videre hevder Colbjørnsen (1982) at postulatet om at konkurranse og lønnsomhet er drivkraften bak utstøtingen, er tvilsomt i en situasjon der en stor og voksende del av sysselsettingen er i offentlig sektor. Denne innvendingen kan dels undersøkes ved å undersøke om utstøtingen i større grad finner sted i privat enn i offentlig sektor. Det kan imidlertid diskuteres hvor alvorlig denne innvendingen er. Dersom avgangsratene er like høye i privat som i offentlig sektor, er det en indikasjon på at markedsøkonomiens konkurranselogikk ikke er den eneste som rår, men at det må tas høyde for at tidligpensjonering også kan være politisk motivert og generert. Fortsatt kan utstøtingsmodellens grunnidé om misforholdet mellom krav og yteevne fortsatt være fruktbar.

Talsmenn for utstøtingsteorien har gjort eksplisitt rede for sine aktørforutsetninger. Aksiomet er at folk ønsker å jobbe, men på grunn uheldige ytre omstendigheter makter de det ikke (Halvorsen (1977)). Attraksjonsmodellen har det stikk motsatte utgangspunktet; folk ønsker ikke å jobbe dersom de ikke må. La oss se nærmere på innholdet av og konsekvensene av dette synet.

5.2.2 Attraksjonsperspektivene

Attraksjonsperspektivet er i første rekke knyttet til nyklassiske mikroøkonomiske valgmodeller hvor den enkelte forutsettes å være nyttemaksimerende og den enkeltes arbeidskrafttilbud forutsettes bestemt av aktørens vurdering av nytten ved henholdsvis arbeid og fritid. (Kohli og Rein (1991)). I motsetning til utstøtingsmodellen ser attraksjonsmodellen avgang fra yrkeslivet som en frivillig beslutning basert på individets egne preferanser. Det forutsettes også at den enkelte kjenner sine preferanser, kan skille dem fra hverandre og er i stand til å rangere dem. Ut fra en slik modell blir tidlig avgang fra yrkeslivet å forstå som et resultatet av et fritt og uavhengig valg hvor den enkelte utfra en økonomisk-rasjonell kalkyle av nytten ved arbeid og fritid velger det han/hun anser som optimalt. Nytten blir vanligvis definert som en funksjon av inntekt og antall timer fritid, hvor prisen på fritida implisitt blir gitt ved lønna. Er den forventede nytten av fritid høyere enn den forventede nytten av arbeid og inntekt vil den enkelte velge å gå av. Alt annet likt vil tilbøyeligheten til å pensjoneres være høyere desto lavere lønn en kan forvente å oppnå i arbeidsmarkedet, desto høyere inntekt en har utenom arbeidsinntekt, desto høyere stønadsnivået i trygden er, og desto sterkere preferansene er for fritid i forhold til inntekt (Dahl og Hansen (1993)).

Mye av den empiriske forskningen innenfor denne tradisjonen har vært opptatt av stønads­nivået, som oftes målt som pensjonens verdi i forhold til arbeidsinntekten, det vil si kompensasjonsraten (blant annet Burkhauser (1980), Merriliees (1983), Parsons (1980), for en oversikt se også Hurd (1990)). Attraksjonsperspektivet kan imidlertid også oppfattes litt videre og har da vært knyttet til alle de incentivene som følger av pensjonspolitikken, ikke bare stønadsnivået. Tidlig avgang fra yrkeslivet forstås da som et resultat av sosialpolitikken, som har skapt attraktive muligheter, for eksempel ved å redusere aldersgrensen og åpne opp for nye institusjonelle pensjonsmuligheter (Kohli og Rein 1991).

Få norske samfunnsforskere har forsøkt å sette attraksjonshypotesen på empirisk prøve med data på individnivå 2 . Det gjelder både den snevre og den utvidede versjonen. Likevel har diskusjonen om veksten i uførepensjonering de siste åra vært tydelig inspirert av attraksjonsteoretiske resonnementer. For eksempel har Noreik, Grünfeld og Sundby (NOU 1990:17) forklart den økte uførepensjoneringen blant kvinner på 1980-tallet med henvisning til hvor god økonomisk kompensasjon den gir. Deres resonnement er at relativt god pensjonsdekning for lave inntektsnivåer bidrar til at kvinner i lavtlønns- og lavstatusyrker bevisst velger uførepensjonering som en mestringsstrategi i forhold til belastende og lite givende yrker eller sosial motgang i privatlivet 3 . Videre synes attraksjonsteoretiske perspektiv å ligge til grunn for innføringen av sluttvederlaget til AFP fra 1.10.1992, hvor tankegangen var å gjøre AFP mer attraktiv ved å øke kompensasjonsnivået. Typiske attraksjonsteoretiske resonnementer finner en også igjen i attføringsmeldinga (St.meld. nr. 39 (1991-92)) og i Regjeringens Langtidsprogram 1994-97, (St.meld. nr. 4 (1992-93)). Vi vil likevel fastholde at adekvat empirisk analyse av trygde- og pensjonssystemets attraksjonseffekter mangler i Norge.

Det finnes imidlertid en rekke utenlandske studier av førtidspensjonering, i første rekke amerikanske, som har tatt utgangspunkt i et attraksjonsperspektiv (Bound (1991), Kahn (1987), Burkhauser (1979), Ippolito (1990), Hogarth (1988), Bazzoli (1985)), men også australske (Merrilees (1983)) og danske (Pedersen og Smith (1992)). Studiene er høyst forskjellige hva gjelder modellering, aldersgruppe en har sett på og definisjon av avgang (retirement), med videre. Flertallet av disse studiene, både de amerikanske 4 og de øvrige, viser at pensjonssystemets grad av tilgjengelighet og ytelsesnivået har betydning for tidligpensjonsadferden. Alt annet likt øker tidligavgang fra yrkeslivet og tilbøyeligheten til å la være å arbeide etter avgang med økende kompensasjonsrate og økt tilgjengelighet. Kompensasjonsratens betydning for adferd i forhold til trygdeordninger har også vært vist ved studier av uførepensjon (for en oppsummering, Dahl og Hansen (1993) og Dahl (1991)).

Resultater fra flere av de amerikanske studiene viser imidlertid at effekten av endringer i pensjonsytelse er relativt marginale (Burkhauser og Quinn (1983), Burtless (1986), Burtless and Mofitt (1984), Diamond and Hausmann (1984), Fields and Mitchell (1984) og Hausmann og Wise (1985), Mutschler og Schultz (1987)). Burtless og Mofitt (1984) finner for eksempel at 20 prosent reduksjon i ytelsene bare vil øke pensjoneringsalderen med én til to måneder.

Enkelte studier innen denne tradisjonen viser også at effekten av økonomiske incentiver og ytelsesnivå varierer med helsetilstand og arbeidsforhold. Mutschler og Schultz (1987) refererer flere studier som viser at arbeidstakere med en kombinasjon av dårlig helse og dårlig arbeidsmiljøforhold har større sannsynlighet for å tidligpensjoneres enn andre, hvis ytelsen er tilstrekkelig (blant annet Palmore (1982), Sheppard (1976), Hayward and Hardy (1985)). Et slikt samspill bekreftes også i andre analyser, for eksempel Kahn (1988) som finner at effekten av pensjonssystemet (ytelse og tilgjengelighet) på tidligpensjonsadferd avhenger av faktorer som finansiell situasjon, helse og jobbkjennetegn, og Quinn (1977), som viser at økonomiske forholds effekt på tidligpensjonsadferd er åtte ganger så stor blant dem med dårlig helse. Det vil si at de har åtte ganger så stor sannsynlighet for å tidligpensjoneres, gitt samme endring i ytelsesnivå.

Det har vært reist forskjellige typer kritikk mot den økonomiske attraksjonsmodellen og mot hvordan modellen er blitt anvendt. Vi skal ta for oss noen viktige innvendinger.

Kolberg (1991) mener at den økonomiske tilnærmingen har lagt for ensidig vekt på kompensasjonsnivået til fortrengsel for tilgjengelighet og tildelingskriterier ved forklaringen av utviklingen i antall tidligpensjonerte over tid. Kolberg legger også vekt på at folks adferd er påvirket av hvorvidt de har kjennskap til ordningene, deres holdning og dermed innstilling til bruk av ordningene og sist men ikke minst adferden til førstelinjetjenesten, det vil si leger og trygdefunksjonærer. Kolberg ønsker med andre ord å favne totaliteten ved pensjonssystemet og ikke bare ytelsesnivået.

En allmenn kritikk av attraksjonsperspektivet er at det tar for lite hensyn til sosiologiske faktorer som både påvirker individets preferanser og setter rammer for de individuelle valgene (for eksempel England (1984), Granovetter (1988)). Denne kritikken treffer bare delvis. Flere av studiene (Smith og Pedersen (1992), Hogarth (1988)) har faktisk trukket inn sosiologiske forlaringsvariable som sivil status, formuessituasjon, utdanning, kjønn, alder, helse og lignende. Enkelte studier har også vært opptatt av pensjonsytelsene i relasjon til den samlede familieøkonomi og forsørgelsesbyrde, knyttet til blant annet formuessituasjon, gjeld, ektefelles inntekt og eventuelle barn å forsørge (f.eks Boskin og Hurd (1978)). Andre igjen har trukket inn såkalte strukturelle forhold på arbeidsmarkedet (Wadensjö (1985)) og kjennetegn ved yrke og arbeidsforhold (Quinn (1988), Kahn (1988), Mutschler og Schultz (1987)). De sosiologiske variable opptrer imidlertid ofte som rene kontrollvariable og ses ikke i en bredere teoretisk sammenheng, slik som i utstøtingsteorien.

Flertallet av studiene som bygger på det vi kaller attraksjonsperspektivet og som finner en sammenheng mellom ytelsesnivå og pensjonsadferd, fokuserer også ensidig på menns pensjoneringsatferd. Resultatene er derfor i første rekke representative for den mannlige del av yrkesbefolkningen. Menns rolle som hovedforsørger vil ofte bidra til at de økonomiske incentivene i pensjonssystemet får noe forskjellig effekt for gifte menn og gifte kvinner, ettersom kvinnens inntekt som regel vil være mindre vesentlig for familiens totaløkonomi enn mannens. En fransk surveyundersøkelse (Cribier (1981)) viste at en betydelig del av de kvinnene som valgte å tidligpensjonere seg gjorde dette så snart mannens inntekt dekket familiebehovet. De økonomiske incentivene i pensjonssystemet antas å ha mindre effekt på gifte kvinners pensjonsadferd enn på menns, mens de uten­om-økonomiske får en mer dominerende plass for kvinner. Flere forskere har også hevdet at de faktorene som påvirker kvinners pensjonsbeslutning er andre enn de som påvirker menns (Georg et al (1984), Pozzebon and Mitchell (1989), McCarty (1990)). Endringer i familiesfæren anses blant annet å være en langt viktigere faktor enn endringer i arbeidslivet og ytelsesnivå (Wærness (1982), Solheim (1989)). Cribiers studie (1981) viste for eksempel at kvinner som oppga å forlate yrkeslivet frivillig, i hovedsak gjorde dette på grunn av familieforpliktelser; for å ta seg av ektemann, syke slektninger eller barnebarn. Også innenfor et økonomisk paradigme kan en ensidig fokusering på det økonomisk nyttige kritiseres for å være for snever. Nytte kan også omfatte materielle goder utenom de rent økonomiske som pensjonsytelser representerer, goder som vil øke verdien av fritida, for eksempel tilgang på ulike fritidsgoder, at ektefellen er pensjonert og at en har barn og barnebarn.

Det kan ofte synes som om utstøtingsmodellen og attraksjonsmodellen er to komplett uforenlige og skarpt konkurrerende forklaringsalternativer. Vi tror kanskje det er fruktbart å se på samspillet mellom modellene. En attraksjonsfaktor som kompensasjonsraten kan for eksempel være utslagsgivende i situasjoner arbeidstakerne er under sterkt utstøtingspress.

5.2.3 Veier ut av arbeidslivet

I Norge i dag har vi ingen allmenn offentlig førtidspensjonsordning, men ulike muligheter står åpne for dem som ønsker å gå av før ordinær pensjonsalder (67 år). Hovedskillet går mellom de ordningene som fordrer medisinsk diagnose, som uførepensjon, og såkalte ikke-medisinske tidligpensjonsordninger. De viktigste ikke-medisinske ordningene er tjenestepensjonsordninger med særaldersgrense, den avtalefestede førtidspensjonsordningen – AFP, bedriftsbaserte førtidspensjonsordninger finansiert over driften, ventelønn og vartpenger, samt sluttvederlag og gavepensjon – ofte i kombinasjon med dagpenger og uførepensjon. AFP, som kom i 1989, er den mest omfattende ordningen. Den dekker hele offentlig sektor og hele LO/NHO-området.

Ordningene skiller seg fra hverandre både når det gjelder nedre aldersgrense, ytelsesnivå og finansiering (se Visher og Midtsundstad (1993)). De fleste ordningene sikter imidlertid mot en ytelse på rundt 66 prosent av bruttoinntekten, tilsvarende nivået i statens tjenestepensjon.

I løpet av de senere år har distinksjonen mellom medikalisert tidligpensjonering (uførepensjonering), og ikke-medikalisert tidligpensjonering blitt utfordret fra flere hold. For eksempel tolker Kolberg (1991:92) utstøtingstesen dithen at uførepensjonering ikke er annet enn skjult arbeidsledighet; uførepensjonen er en spesiell variant av arbeidsledighetstrygd. Gjennom uførepensjonsordningen blir arbeidsledighet offentlig definert og autorisert som et medisinsk problem. Fra sosialmedisinsk hold har det vært hevdet at mange uførepensjonister ikke er syke, i hvert fall ikke så syke at de ikke kan arbeide. Økt uførepensjonering er et uttrykk for det blir mer alminnelig at dagligdagse sosiale og private problemer får et autoritativt medisinsk stempel ved å bli diagnostistisert, og ikke at den faktiske sykeligheten og arbeidsuførheten vokser (Grünfeld (1991a), (1991b), (1993)). I en spissformulert sats omtaler Grünfeld (1991b) dette som selvbestemt uførepensjon.

Med vårt datamateriale har vi muligheten til å undersøke hvorvidt medikalisert og ikke-medikalisert tidligpensjon er styrt av de samme eller av forskjellige faktorer.

5.2.4 Hvem velger og i hvilke situasjoner?

Tradisjonelt har utstøtingmodellen og attraksjonsmodellen ulik oppfatning av de mekanismene som ligger bak førtidspensjonering (Elster (1979)). Forenklet kan vi si at utstøtingsmodellen legger hovedvekten på årsaksforklaringer: Det er de sosiale og økonomiske makrostrukturene som forårsaker økende utstøting og førtidspensjonering av eldre arbeidstakere. Attraksjonsmodellen betoner intensjonale forklaringer: Det er arbeidstakernes egne preferanser, motiver og grunner som danner grunnlaget for valget mellom pensjon fortsatt arbeid.

Framstilt på denne måten, synes det å være en uforsonlig motsetning mellom de to forklaringstypene. De lar seg imidlertid integrere. Vi kan, med Elster (1979), forestille oss at strukturene legger føringer på hvilke valg som er mulige og realistiske. Innenfor dette handlingsrommet, som kan være mer eller mindre snevert, avgjøres det valg som treffes av arbeidstakerens preferanser. Et rasjonelt valg innebærer at han/hun velger den beste av de muligheter som foreligger. Så sant de strukturelle føringene ikke avgrenser arbeidstakerens valgalternativer til kun ett, vil vi definere valget av det beste alternativet som fritt.

Spørsmålet er nå i hvilken utstrekning den enkelte arbeidstaker fritt kan velge mellom førtidspensjon og fortsatt yrkesaktivitet.

Tar vi utgangspunkt i det norske pensjonssystemet, dannes ytterpunktene av de medi­sinske ordningene, det vil i praksis si uførepensjonen, og de ikke-medisinske tidligpensjonsordningene. Det er opplagt at alvorlig helsesvikt begrenser muligheten for en 60-årig arbeidstaker til å velge om han/hun skal gå av eller fortsette i yrkeslivet. Uførepensjonen stiller i dag temmelig strenge krav til at arbeidsuførheten skal ha en medisinsk årsak etter at vilkårene ble strammet inn i 1991 (Stokke (1993a), (1993b)). De føringer alvorlige helseproblemer legger på valgfriheten innsnevrer handlingsrommet kraftig, men i prinsippet antakelig sjelden så mye at valgalternativet kan reduseres til ett, og det blir meningsløst å snakke om valg.

I de fleste ikke-medikaliserte pensjonsordningene er trolig elementet av valgfrihet større enn for uførepensjonen. En av hovedbegrunnelsene for å opprette den avtalefestede pensjonsordningen (AFP) var nettopp å få større fleksibilitet ved overgang fra yrkesaktivitet til pensjon. Slitne arbeidstakere, enten de oppfylte kravene til å få uførepensjon eller ei, skulle likevel ha en mulighet til å gå av før ordinær pensjonsalder på en verdig måte.

Dette til tross, det er eksempler på at beslutningen om å gå av på en del førtidspensjonsordninger som i prinsippet er fleksible, som AFP, også kan være underlagt sterke føringer (Dahl (1993)). Fare for tap av arbeid enten dette er diktert av arbeidsgivers ønske om nedbemanning, eller fagforeningens ønske om å slippe yngre til gjøre at valgfriheten langt på vei kan være illusorisk. Den blotte eksistensen av en førtidspensjonsordning med en aldersgrense under 67 år kan også av enkelte oppleves som en uuttalt forventning om å gå av før tida på tvers av egne preferanser. Enkelte av tjenestepensjonsordningene med særaldersgrense gir dessuten ingen handlefrihet: Yrket må forlates ved oppnådd aldersgrense.

Spørsmålet om friheten til å velge fortsatt arbeid eller tidligpensjonering er således et spørsmål om gradsforskjeller som vil variere med individuelle egenskaper, plass i sosial struktur og tilgjenglighet til ulike typer tidligpensjonsordninger, og ikke et spørsmål om enten-eller. Valgfriheten er trolig minst når det gjelder uførepensjonering, og større for AFP og de andre ikke- medikaliserte ordningene, selv om føringene også for disse kan være bydende.

Selv om avgang langt på vei er den eneste realistiske muligheten, kan den enkelte likevel ha et valg – ikke mellom arbeid og pensjon – men mellom ulike pensjonsordninger. Hvilken ordning som endelig velges vil influeres av hvilke ordninger som er tilgjengelige, hvor tilgjengelige de er, og hvilken som er mest sjenerøs og akseptabel. Valg mellom uførepensjon og AFP er kun mulig for en person med rett til AFP og som samtidig fyller alle formelle vilkår for å få innvilget uførepensjon. Men siden terskelen for å få uførepensjon trolig er høyere enn for å få AFP, er de to ordningene neppe likestilte.

5.2.5 AFP eller uførepensjon?

Om forholdet mellom AFP og uførepensjonsordningen er minst to teser i omløp: Suppleringstesen som sier at AFP kommer i tillegg til uførepensjon, og avlastningstesen som sier at AFP er et alternativ til uførepensjon; de som tidligere gikk over på uførepensjon vil nå gå over på AFP. En empirisk utledning av avlastningstesen er at mange (potensielle) uførepensjonister også har rett til AFP, og vil velge AFP framfor uførepensjon. En annen er at helse også vil forklare overgang til AFP, ikke bare til uførepensjon.

Ettersom AFP-ordningen i høy grad bygger på (formell) frivillighet, forventer vi at attraksjonsfaktorene vil ha større betydning for beslutningen om å gå av med AFP enn ved uførepensjonering. Generelt vil vi forvente at det er andre forhold som har betydning ved AFP-pensjonering enn ved uførepensjonering. De foreløpige analysene av det datamaterialet vi skal analysere her, EXIT-materialet, viste klare forskjeller mellom dem som går av med uførepensjon og dem som velger AFP. AFP-pensjonistene hadde blant annet høyere gjennomsnittsinntekt og et bedre utdannelsesnivå (Visher og Midtsundstad 1993).

På bakgrunn av det vi nå har sagt kan vi formulere en serie hypoteser om valget mellom tidligpensjonering og fortsatt yrkesaktivitet og valget mellom ulike tidligpensjonsordninger. Der fortegnet er uvisst av teoretiske og/eller empiriske grunner nøyer vi oss med å stille spørsmål.

5.2.6 Hypoteser om overgang fra yrkesaktivitet og tidligpensjon.

På bakgrunn av det vi til nå har sagt, skal vi formulere en serie hypoteser sortert under følgende fem overskrifter.

Demografisk bakgrunn

Vår teoretiske forventning er at de direkte effekter alder og kjønn måtte ha på de avhengige variablene blir formidlet gjennom en eller flere av de mellomliggende variablene som er ment å måle mekanismene, f.eks. alder -> helse -> uførepensjon, kjønn -> sektor -> AFP.

Individuelle og sosiale ressurser

Vi antar at arbeidstakere med nedsatt helse har større sannsynlighet for å forlate yrkeslivet enn andre, at arbeidstakere med lav utdanning har større sannsynlighet for å forlate yrkeslivet enn arbeidstakere med høyere utdanning, at sannsynligheten for tidligpensjonering øker med fallende inntekt, og at ikke-gifte arbeidstakere har større sannsynlighet for å forlate yrkeslivet enn gifte eller samboende.

Yrkes- og arbeidsliv

Vi antar at arbeidstakere med følgende ugunstige egenskaper har høyere risiko for å gå av enn arbeidstakere som er gunstigere stilt: arbeidstakere i krympende yrker og i yrker med stor ledighet, fortrinnsvis ufaglærte arbeideryrker, arbeidstakere i næringer med helserisiko, arbeidstakere i privat sektor, arbeidstakere som ikke trives i jobben, og arbeidstakere som opplever press fra bedriftsledelsen om å gå av.

I tillegg spør vi om det er arbeidstakere med løs eller tett tilknytning til arbeidslivet som har størst sannsynlighet for å forlate yrkeslivet, og om LO-organiserte har høyere sannsynlighet for å forlate yrkeslivet enn andre?

Det kan også tenkes å foreligge et samspill mellom bestemte utstøtings- og attraksjonsfaktorer. Vi antar at effekten av førtidspensjonsordningens sjenerøsitet vil avhenge av yrkesstatus. Et eksempel: For arbeidstakere i lavstatusyrker vil kompensasjonsraten ha sterkere effekt på sannsynligheten for tidligpensjonering enn for arbeidstakere i høystatusyrker.

Egenskaper ved pensjonssystemene

Vår antakelse er at arbeidstakere med rett til en tidligpensjon har større sannsynlighet for å gå av før ordinær pensjonsalder enn andre, og at jo høyere pensjonsytelsesnivået er i forhold til yrkesinntektsnivået (kompensasjonsraten) dessto større er sannsynligheten for avgang før ordinær pensjonsalder. Muligheten for tilleggs­ytelser, feks. gavepensjon til uføretrygden, vil også øke sannsynligheten for å forlate arbeidslivet.

Ett hett tema i den norske debatten har vært effekten av innføringen av AFP-pensjonen og bedringer i denne ordningen, spesielt i forhold til bruk av uførepensjon. På bakgrunn av denne debatten setter vi fram følgende hypotese:

Rett til annen førtidspensjon, som i praksis og i første rekke er AFP-pensjon, vil redusere sannsynligheten for å gå av med uførepensjon, og arbeidstakere som kan velge mellom uførepensjon og AFP vil velge den ordningen som gir størst økonomisk utbytte, det vil si den ordningen som gir høyest kompensasjonsrate.

Familieforhold

Vi antar at det å ha barnebarn kan øke verdi­settingen av fritida og dermed øke sannsynligheten for at en går av før ordinær pensjonsalder. Videre vil vi anta at materielle goder som forekomsten av hytte og båt, vil bidra til at en prefererer mer fritid og dermed avgang framfor fortsatt yrkesaktivitet. Vi har også forsøkt å ta hensyn til den totale økonomiske situasjonen for den enkelte ved å trekke inn gjeldssituasjonen. Vi antar at sannsynligheten for tidligpensjonering avtar når gjeldsbyrden øker.

5.3 Materiale, variable og metode.

5.3.1 Materiale

Utvalget til den foreliggende undersøkelsen, heretter kalt EXIT-undersøkelsen, er trukket fra Statistisk sentralbyrås arbeidskraftundersøkelser (AKU) i 1990. AKU gjennomføres hver måned blant personer i alderen 16-74 år. AKU-respondenter som var ansatte yrkesaktive og født i tidsrommet 1926-31 i 1990 ble selektert for EXIT-utvalget, i alt 1576 personer. Det ble oppnådd telefonintervju med 1255 respondenter, hvilket gir en svarprosent på snaut 80. Dette nettoutvalget avviker fint lite fra bruttoutvalget på standard demografiske kjennetegn. De tekniske detaljene om EXIT-undersøkelsen er dokumentert i en rapport utgitt av Statistisk sentralbyrå (SSB (1993)).

EXIT-undersøkelsen kan karakteriseres som en retrospektiv kohortundersøkelse, kohort fordi 6 fødselskohorter er valgt ut og følges over tid, og retrospektiv fordi eventuelle bevegelser ut av arbeidslivet er rapportert etter at de har funnet sted.

5.3.2 Operasjonalisering av variablene

5.3.2.1 Avhengige variable.

I litteraturen om tidligpensjonering finnes det mange ulike definisjoner av avgang fra yrkeslivet og pensjonering. En person kan defineres som pensjonert i det øyeblikk han selv oppfatter seg som pensjonist, når han mottar en pensjon fra en offentlig eller privat pensjonsordning, eller når han/hun ikke lenger har eller søker om inntektsgivende arbeid (Fields og Mitchell (1984)). Mange pensjonister vil kunne tilfredstille flere av disse kriteriene samtidig, men bare den sistnevnte definisjonen vil bety at en helt og fullt har forlatt yrkeslivet.

I flere utenlandske studier (blant annet Gustman og Steinmeier (1984), Honach og Honig (1985)) har en innført begrepet delvis pensjonering (partial retirement) for å dekke situasjoner mellom full yrkesaktivitet og permanent avgang. Begrepet omfatter alt fra redusert arbeid i hovedyrket (enten i form av færre timer per uke, færre uker per år, eller endret skiftordning), skifte av jobb (og med det ofte også redusert inntekt og arbeidstid) eller overgang fra lønnsarbeid til selvstendig virksomhet.

I dagligtalen omtaler vi ofte en person som pensjonist når han/hun mottar en offentlig pensjon, og denne er hans/hennes viktigste inntektskilde. En person vil dermed oppfattes som pensjonist selv om han/hun måtte ha et begrenset antall timer inntektsgivende arbeid.

I vår undersøkelse har vi definert en person som pensjonist når vedkommende selv i hovedsak oppfatter seg som pensjonert og når han/hun har mindre enn halv stilling.

Vi skal som antydet se nærmere på to typer av tidligpensjonering, medikalisert førtidspensjonering, det vil si uførepensjonering, og avtalefestet pensjon (AFP).

I analysene er det yrkesaktive som er sammenligningskategorien, og ikke alle andre. Dette følger av hovedproblemstillingen som er valget mellom ulike former for førtidspensjon og fortsatt yrkesaktivitet.

5.3.2.2 Uavhengige variable.

De uavhengige variablene er gruppert i blokker. Disse blokkene er motivert av teorigjennomgåelse foran. Variabelbenevnelsene i parentes er de som brukes i tabellene.

Demografi

1. Kjønn (KJØNN) er kodet slik: 1 = mann, 2 = kvinne.

2. Fødselsår (FØDSÅR) er en kontinuerlig variabel med 6 verdier. 1 = 1926, 6 = 1931.

Individuelle og sosiale ressurser

3. Respondentens egen helsetilstand behandles som en kontinuerlig variabel med 5 verdier (EGHELSE). Til yrkesaktive respondenter lød spørsmålet: Hvordan er helsen din sammenlignet med andre i din alder? Til førtidspensjonerte respondenter var spørsmålsformuleringen noe annerledes: Hvordan var helsen din året før du sluttet å arbeide, sammenlignet med andre i din alder. I begge tilfelle gikk svaralternativene fra 1 = mye verre til 5 = mye bedre.

4. Utdanningsnivå er definert som respondentens høyeste formelle utdanning (UTDANN). Variabelen er slått sammen til 4 verdier og behandles som kontinuerlig.

5. Ekteskapelig status har to verdier, 1 = gift/samboer, 2 = ugift, og behandles som en kategorisk variabel (EKTSTAT).

6. Inntektsvariabelen (INNTEKT) måler brutto personlig inntekt og var opprinnelig i hele tusen kroner. I analysene er den entret som kategorisk og har fire kategorier, 1 = 0-99 000, 2 = 100 000-149 000, 3 = 150 000-199 000, 4 = 200 000 og over.

Yrkes- og arbeidsliv

7. Vi har kodet om yrke på tre-siffernivå til sosioøkonomisk status etter Statistisk sentralbyrås standard for sosioøkonomisk klassifisering (Album (1984)). Variabelen er kategorisk og har fem verdier: 1 = ufaglært arbeider, 2 = faglært arbeider, 3 = funksjonær på lavere nivå, 4 = funksjonær på mellomnivå, 5 = funksjonær på høyere nivå (YRKSTAT).

8. Sektortilhørighet (SEKTOR) bygger på et spørsmål om eierforhold i bedriften respondenten arbeider/arbeidet i. Variabelen er dikotom: 1 = privat, 2 = offentlig.

9. Helserisiko (HRISK) er en kontinuerlig variabel. Den er rangert etter hvordan næring på to-siffernivå skårer på en indeks for helserisiko. Indeksen bygger på 24 spørsmål om risikofylt arbeidsmiljø stilt i Levekårsundersøkelsen 1982 (se Hagen 1989). Variabelen er kodet slik at jo høyere verdien er, jo mindre er helserisikoen i næringen respondenten jobber/jobbet i.

10. Hvorvidt tilknytningen til yrkeslivet er løs eller sterk er basert på et spørsmål om hvor mange timer respondenten arbeider/arbeider i uka (TILKNYT). Variabelen har tre kategorier 1 = 1-29 timer, 2 = 30-36 timer, 3 = 37 timer eller mer.

11. Trivsel (TRIVSEL) er en kategorisk variabel basert på et spørsmål om hvorvidt respondenten trives/trivdes på arbeidsplassen. Opprinnelig hadde den fem verdier. Fordi svært få oppga at de trivdes svært dårlig eller dårlig, ble disse kategoriene slått sammen med passe. Den operative trivselsvariabelen har tre verdier: 1 = lav, 2 = middels, 3 = høy.

12. Som indikator på det vi kan kalle for subjektiv utstøting har vi brukt et spørsmål om hvorvidt respondenten har opplevd at arbeidsgiver har ønsket vedkommendes avgang (PRESS). Svarkategoriene er 1 = nei, 2 = ja.

13. Fagorganisering bygger på et spørsmål om respondenten er organisert i fagforening i LO (LO-ORG). Svarkategoriene er 1 = nei, 2 = ja.

Pensjonssystemet

14. Tidligpensjonsordningens sjenerøsitet er målt med en variabel som beskriver kompensasjonsraten (KOMPRATE). Kompensasjonsraten måler nettoytelse av pensjonsordning i forhold til nettoarbeidsinntekt. Kompensasjonsraten har fire verdier avhengig av nivå på kompensasjonsraten. 1 = (< 0.70), 2 = (0.70 til 0.75), 3 = (0.75 til 0.80), 4 = (> 0.80). Variabelen er entret som kontinuerlig variabel. Se undervedlegg for en nærmere redegjørelse for beregningsmåten.

15. Rett til en annen førtidspensjonsordning (ANNEN ORDNING) utenom AFP er basert på en rekke spørsmål om respondenten har/hadde tilgang til et utvalg førtidspensjonsordninger som gjør/gjorde det mulig for vedkommende å slutte før ordinær pensjonsalder, aldersgrense for ordningen, og om de var i det aktuelle aldersintervallet i undersøkelsesperioden (1990 til april 1993). Kategoriene er 1 = nei, 2 = ja.

16. For uføreanalysen har vi konstruert en variabel som måler om respondentene hadde rett til AFP i undersøkelsesperioden, og i så fall om kompensasjonsraten i uførepensjonen eller i AFP er høyest (BESTORDN). Variabelen er kategorisk med tre verdier 1 = uførepensjon best, 2 = AFP best, 3 = ikke rett til AFP. En tilsvarende variabel er konstruert for analysene av avgang til AFP. I AFP-analysen har (BESTORDN) to verdier, 1 = AFP best, 2 = Uførepensjon best.

17. For uføreanalysen har vi definert en kategorisk variabel som indikerer om respondentene hadde mulighet for gavepensjon i tillegg til uførepensjonen (GAVEPENSJ). Variabelen har to verdier: 1 = nei, 2 = ja.

Familieforhold

18. Nytten av fritid kan også avhenge av ikke-materielle verdier som f.eks. barnebarn. Variabelen måler hvorvidt respondenten har barnebarn (BARNEBARN). Spørsmålet har to svarkategorier: 1 = ja, 2 = nei.

19. Nytten av den fritid som følger med førtidspensjonering vil ikke bare avhenge av penger, men også av andre materielle goder, for eksempel hytte (HYTTE). Variabelen er dikotom med verdiene: 1 = ja, 2 = nei.

20. Av samme grunn som ovenfor har vi inkludert en variabel basert på et spørsmål om respondenten har båt (BÅT). Variabelen har to verdier: 1 = ja, 2 = nei.

21. Endelig har vi en variabel som måler husholdets samlete gjeld (GJELD). Denne er kontinuerlig og bygger på et spørsmål om hva din/deres samlede gjeld er. Beløpet er oppgitt i hele tusen kroner.

5.3.3 Metode

I data-analysen skal vi gjøre bruk av multippel logistisk regresjon. Logistisk regresjon er en teknikk velegnet til å analysere dikotome avhengige variable, som for eksempel førtidspensjonert i forhold til ikke-førtidspensjonert (Hosmer og Lemeshow (1989)). Dette forholdet kalles odds, og betegner altså forholdet mellom sannsynligheten (p) for for eksempel å bli førtidspensjonert og sannsynligheten for å ikke bli det (1-p), altså: p/1-p.

Den avhengige variabelen logit-transformeres hvilket innebærer at man tar logaritmen til den avhengige variabelen, log oddsen. Logit-transformasjonen er matematisk begrunnet. Logitmodellen gir lineære parametre som kan være kontinuerlige og som kan variere mellom pluss og minus uendelig. Sannsynligheten, p, er definert til alltid å variere mellom 0 og 1. Den logistiske modellen beskriver en S-formet ( sigmoid) sammenheng mellom logiten og de uavhengige variablene.

En logistisk modell for sammenhengen mellom sannsynligheten for å førtidspensjonering og kjønn (X₁ ) og sosioøkonomisk status (X₂ ) kan dermed skrives slik:

ln (p/1-p) = B₀ + B₁ X₁ + B₂ X₂

Logaritmen til oddsen for å være førtidspensjonert, logiten, er en funksjon av de ukjente parametrene, B ene. For kontinuerlige variable har koeffisientene, Bene, en tolkning analog til koeffisientene i ordinær lineær regresjon. B en representerer (tilnærmelsesvis) endringen i log oddsen, eller logiten, når den uavhengige variabelen endres med en enhet. For kategoriske uavhengige variable er det flere muligheter. Vi kan, slik vi har gjort her, la Ben representere avviket fra en spesifisert referansekategori, såkalt indikatorkoding.

Den ikke-lineære sammenhengen mellom sannsynligheten for tidligpensjonering og de uavhengige variablene gjør tolkningen av parameterverdiene litt mer besværlig enn tilfellet er for ordinære lineære regresjonskoeffesienter. Spesielt i halene på sannsynlighetsfordelingen – ved svært høye eller svært lave sannsynligheter – beskriver ikke de estimerte logistiske regresjonskoeffisientene den nøyaktige økningen i logiten når koeffisienten øker med én enhet. Når logiten og koeffisientene antar ekstremverdier, har koeffisientene dermed ordinale, ikke kardinale, egenskaper (Aldrich og Nelson (1984)). For å framstille nøyaktige parameterverdier må det omregning til (Petersen (1985), Sørensen (1989)). For vårt formål skulle det imidlertid være tilstrekkelig å presentere og tolke de konvensjonelle oddsratioene som statistikkprogrammet SPSS regner ut for oss.

Ved å eksponsiere log oddsen får vi oddsratioen, en størrelse som i mange tilfelle er tilnærmet lik relativ risiko (Hosmer og Lemeshow (1989)). Et eksempel: dersom kvinner har en oddsratio på 2.0 for uførpensjonering sammenlignet med menn, kan dette, med de forbehold som er tatt foran, tolkes dithen at kvinner har en dobbelt så stor sannsynlighet, eller risiko, for uførepensjonering som menn, alt annet likt.

En logistisk regresjonsmodell estimeres ved hjelp av en metode som kalles maximum likelihood. Denne metoden går ut på å beregne verdier for de ukjente parameterne som maksimerer sannsynligheten for å reprodusere de observerte dataene 5 .

Analytisk tilnærming

Vår primære problemstilling er å belyse valg mellom fortsatt yrkesaktivitet og tidligpensjonering. Dette innebærer at yrkesaktive er sammenligningskategori, og ikke alle andre.

Våre uavhengige variable entres i fem blokker i denne rekkefølgen:

1. Demografi

2. Sosiale og individuelle ressurser

3. Yrkes- og arbeidsliv

4. Pensjonssystem

5. Familieforhold

Begrunnelse for å inkludere variabelsettene i denne rekkefølgen er dels gitt av kronologien, kjønn kommer for eksempel nødvendigvis før yrke, og dels av de årsaksrelasjoner som er spesifisert i vårt teoriavsnitt. 1) Demografien (kjønn og alder) er standard bakgrunnsvariable, og kommer først i tid. Effekten av disse antar vi formidles gjennom de etterfølgende variablene i hierarkiet, og antas å ha liten forklaringsverdi i seg selv. 2) Sosiale og individuelle ressurser, spesielt utdanning, inntekt og ekteskapelig status, representerer ulike sider ved arbeidstakerens ressurstilfang og posisjon i den sosiale lagdelingen. Tilfang til materielle og immaterielle ressurser og plassering i sosiale posisjoner avspeiler dels behov for tidligpensjonering, dels mestringsevne, dels tilgang til ulike førtidspensjonsordninger, og dels deres sjenerøsitet. 3) Yrkes- og arbeidslivsvariable blir representert ved næringens helserisiko, yrkesstatus, subjektivt opplevd press, trivsel og fagorganisering. Disse faktorene reflekterer plassering i yrkes- og næringsstrukturen og erfaringer i denne. Variablene speiler dels objektiv og subjektiv risiko for utstøting, og dels muligheten for førtidspensjon. 4) Variable som beskriver tidligpensjonsordningenes attraktivitet, herunder mulighet til alternative ordninger og deres sjenerøsitet (kompensasjonsraten), entres i fjerde trinn. Attraksjonsfaktorene kommer etter sosioøkonomisk posisjon fordi denne langt på vei bestemmer tilgjengeligheten til en eller flere førtidspensjonsordninger og hvor tillokkende de er, og ikke omvendt 6 . 5) I femte og siste trinn entres faktorer som beskriver utvalgte sosiale, materielle og økonomiske trekk ved familielivet. Deres plassering sist i hierarkiet er motivert ut fra et ønske om å undersøke hva disse eventuelt forklarer i tillegg til de økonomiske attraksjonsfaktorene som til nå har vært dominerende.

Denne framgangsmåten er inspirert av såkalt hierarkisk analyse i ordinær lineær regresjon. Hierarkisk regresjonsanalyse er anbefalt som et alternativ til andre og mer mekaniske prosedyrer som feks. forward seleksjon (Cohen og Cohen (1983)). Det som skiller de to er at i det førstnevnte tilfellet er variabelrekkefølgen teoretisk motivert; i det andre tilfellet er kriteriet ene og alene statistisk signifikans (Cohen og Cohen (1983:120, 137)). Vår prosedyre medfører at for hvert nye variabelsett som entres, får vi et mål på den tilleggsforbedringen i modelltilpasningen (målt med log likelihood) det gir opphav til, utover bidraget fra det foregående variabelsettet (Cohen og Cohen (1983:138)). Et vesentlig fortrinn ved hierarkisk analyse er at den reduserer faren for kausal fortolkning av spuriøse sammenhenger, altså en sammenheng mellom to variable som er påvirket av en felles bakenforliggende årsak. En styrke, men også en svakhet, ved hierarkisk analyse er at bidraget fra hvert variabelsett kan være avhengig av hvor i hierarkiet variabelsettet er plassert. Dersom spesifikasjonen av rekkefølgen er gal, vil resultatet bli deretter.

Siden enkelhet er en vitenskapelig dyd, skal vi ved hjelp backward elimination prosedyren i SPSS fjerne de variable i de komplette modellene som ikke er signifikante på 5 prosentnivå. På hvert trinn i denne prosedyren fjernes den variabelen som har det høyeste signifikansnivået. Samtidig testes de variable som allerede er utelukket for inkludering. Kriteriet for eliminering og inkludering er en signifikanssannsynlighet på 0.05. Prosessen stopper når ingen variable kan fjernes og ingen kan legges til.

5.4 Resultater

5.4.1 Uførepensjon

Tabell V.4.1a viser de bivariate sammenhengene, med tilhørende statistikk, mellom de uavhengige variablene og sannsynligheten for uførepensjon, estimert ved hjelp av logistisk regresjon 7 .

Vi ser av Tabell V.4.1a at følgende uavhengige variable har signifikante (p<0.05) effekter på sannsynligheten for uførepensjonering: Alder, egen helse, utdanning, inntekt, yrkesstatus, sektor, næring utsatt for helserisiko, LO-organisering, om uførepensjon eller AFP er beste ordning, kompensasjonsraten i uførepensjonen, barnebarn og gjeld. Effektenes fortegn er som forventet. Offentlig ansatte har lavere uføresannsynlighet enn ansatte i privat sektor, og de som ikke er LO-organisert har lavere uføresannsynlighet enn LO-organiserte.

Følgende uavhengige variable har ikke signifikante bivariate effekter: Kjønn, yrkestilknytning, trivsel, press, tilgang til annen førtidspensjonsordning (eksklusive AFP), mulighet for gavepensjon i tillegg til uførepensjonen, samt båt og hytte.

Ekteskapelig status er helt på grensa statistisk sett (p=.0598). Effekten er imidlertid motsatt av den forventede; gifte har større uføresannsynlighet enn ugifte.

I tabell V.4.1b presenteres den modellforbedringen som hvert variabelsett bidrar med utover det foregående.

Tabell V.4.1b viser at de tre variabelsettene demografiske kjennetegn, individuelle ressurser og faktorer knyttet til pensjonssystemene alle gir hvert sitt unike og signifikante bidrag til forbedring av den logistiske modellen. Deri­mot oppnår verken yrkes- og arbeidslivsfaktorene eller settet som karakteriserer familieforholdene statistisk signifikans vurdert på konvensjonell måte (p<0.05).

Tabell V.4.1c viser de eksponensierte logistiske koeffisientene, oddsratioene, samt tilhørende statistikk for hver uavhengige variabel innen hvert variabelsett i den komplette, multiple modellen som nå er bygd.

Tabell V.4.1c demonstrerer at følgende variable er signifikante på 5-prosentnivå eller rett over grensa: Fødselsår, ekteskapelig status, egen helse, inntekt, helserisiko, trivsel, LO-organisering, uførepensjonens kompensasjonsrate, om uførepensjonen eller AFP har høyest kompensasjonsrate, og gjeldsbelastning. Oddsratioene viser at retningen stort sett er som antatt, slik den også var i tabell V.4.1a.

Som vi kunne vente ut fra resultatene i tabell V.4.1b, er det flere variable som her er uten signifikant betydning. Vi merker oss særlig at utdanning og de fleste av de variablene som beskriver yrkes- og arbeidslivsforholdene mister betydning når vi kontrollerer for de andre uavhengige variablene, selv om flere av disse, f.eks. yrkesstatus og sektor, var klart signifikante i de bivariate analysene.

Den fullstendige modellen er unødvendig kompleks siden den inneholder så mange variable som det hefter stor statistisk usikkerhet ved. Vi skal derfor eliminere de variablene som ikke gir noen vesentlige bidrag til modelltilpasningen. Med så mange variable er det imidlertid en omstendelig prosess å redusere antallet manuelt. Derfor har vi valgt å kjøre backward elimination-prosedyren i SPSS på den komplette modellen. Tabell V.4.1d viser hvilke variable vi sitter igjen med etter denne elimineringsprosessen.

Tabell V.4.1d viser hvilke variable som gir en effektiv representasjon av de observerte dataene. Med unntak av inntekt og ekteskapelig status er retningen for alle variablene i overensstemmelse med våre hypoteser.

Oddsratioene viser at sannsynligheten for uførepensjonering øker med alderen, den avtar jo bedre helsa er, og jo mindre helserisikoen i næringen er. Sannsynligheten er større for de LO-organiserte enn for andre. For eldre arbeidstakere som har rett til AFP og for hvem AFP er mer sjenerøs enn uførepensjonen, er sannsynligheten for uførepensjon lav sammenlignet med dem som har rett til AFP, men for hvem AFP er mindre sjenerøs enn uførepensjonen.

I den endelige modellen har vi testet en del interaksjonsledd som antydet i våre hypoteser. Imidlertid var ingen av interaksjonseffektene signifikante på 5-prosentnivå.

At risikoen for uførepensjonering øker med alderen, er ved første øyekast ikke så overraskende. Ved nærmere ettertanke er det likevel en smule forbausende at alderseffekten holder seg under kontroll for det vi har oppfattet som mellomliggende mekanismer mellom alder og uførepensjonering, spesielt helse og helserisiko. Alder har imidlertid en tydelig egeneffekt ut over den som formidles gjennom helsevariabelen. En nærliggende mulighet er at helsevariabelen ikke måler arbeidsuførhet entydig nok. En annen mulighet er at det er andre og uobserverte egenskaper relatert til alder som øker risikoen for uførpensjonering, for eksempel alderssvekking, andre mer subtile helseforhold, eller risiko for strukturell utstøting fra yrker og næringer med dalende sysselsetting. En tredje tolkning er at det ikke er alderseffekten, men kohorteffekten, som øver sin langsiktige innflytelse. Oppvekstvilkårene kan ha vært spesielt dårlige for bestemte fødselskohorter og kan dermed ha skapt en sårbarhet for seinere helsesvekkelse med nedsatt yteevne som resultat. En slik kohorteffekt er en langsiktig virkning som stammer fra ugunstige omstendigheter som rådde i tida omkring fødselsåret. Kohorten født i depresjonsåret 1930 kunne ha vært i en slik deprivert situasjon. Det viser seg imidlertid at uførepensjonstilbøyeligheten for 1930-kohorten ikke avviker vesentlig fra hovedmønsteret.

Stikk i strid med tidligere funn (Kolberg (udatert), Amundsen (1988)) finner vi at uføresannsynligheten er større for gifte enn for ugifte. En grunn til denne diskrepansen kan være at våre respondenter er eldre (over 59 år) enn i andre studier. Durkheims tese om den sosiale integrasjonens buffervirkning synes således malplassert i denne forbindelse. Én tolkning er at det å ha en ektefelle gjør fritida mer attraktiv og ansporer til å velge uførepensjonsalternativet enn om man er enslig. Men funnet kan også gis en tolkning som er sterkere inspirert av utstøtingstankegangen. Det kan tenkes at ektefellen øver press på sin partner for å få ham/henne til å trekke seg tilbake for at de skal få mer fritid sammen på sine eldre dager.

Også effekten av inntekt er noe annerledes enn forventet. Vi har betraktet brutto lønnsinntekt som en ressurs- eller statusindikator, og antok derfor at sannsynligheten for uførepensjonering skulle øke med fallende inntekt. Sammenhengen mellom inntekt og uførepensjonering er imidlertid ikke lineær. Det er nest laveste inntektsgruppe (100 000-150 000 kroner) som har høyest sannsynlighet, ikke den laveste (<100 000). Siden nesten alle i laveste inntektsgruppe er kvinner, er det mulig at mange av disse har hatt en så løs eller sporadisk yrkestilknytning at de vil ha problemer med å bli vurdert som yrkesaktive, og at en vurdering mot husmorrollen gjør det vanskelig å få innvilget uførepensjon.

Ett funn er spesielt iøyenfallende, nemlig effekten av egenrapportert helse. Dette er den ubestridt sterkeste faktoren i den endelige modellen. Det er neppe overraskende at uførepensjonistene faktisk har dårlig (egenrapportert) helse. På en måte er dette funnet trivielt. På den annen side er det ikke allment godtatt at uførepensjonistene har svekket helse og varig nedsatt arbeidsførhet. Det er hevdet at uførepensjonering egentlig er kamuflert arbeidsledighet (Kolberg (1991)), og at uførepensjonering er et uttrykk for alminnelige sosial motgang og mindre psykososiale problemer (Grünfeld, (1991a) Grünfeld, (1991b)). Blant annet fordi vårt helsemål er selvrapportert, gjendriver ikke vårt funn her disse argumentene. Effekten av helsevariabelen skal vi drøfte grundigere i diskusjonsavsnittet.

Effekten av helserisiko i næringen er som forventet og setter seg gjennom uavhengig av selvrapportert helse. Dette tyder på at helseskadelig arbeidsmiljø i seg selv og alt annet likt utgjør en risiko for uførepensjonering. Dette er ett av kjernepunktene i utstøtingsmodellen og er også påvist i andre undersøkelser (Hagen (1989), Kolberg (1991), Kolberg (udatert), Kolberg og Hagen (1992)).

LO-organiserte har større uføresannsynlighet enn de som står utenfor LO. Som vi har vært inne på innledningsvis, er det flere tolkninger av dette funnet. En mulighet er at arbeiderkollektivet har bidratt til å støte disse ut hvis de ikke har klart å leve opp til produksjonsnormene. En annen mulighet er at LO-organisering reflekterer tungindustri og belastende industriarbeideryrker som ikke fanges opp av andre variable. Muligens har vi også å gjøre med utdøende yrker eller næringer og derav følgende sterk sysselsettingsnedgang og tap av arbeidsplasser (Hagen (1989)).

Kompensasjonsraten i uførepensjonen har signifikant effekt på uførepensjoneringen bivariat og i den fullstendige multiple modellen, men ikke i den reduserte multiple modellen. Siden det er den reduserte modellen som reproduserer dataene mest effektivt, fester vi størst tillit til denne. Denne analysen gir dermed en liten støtte til én sentral påstand i attraksjonsteorien; at uførepensjonen er mer attraktiv jo høyere kompensasjonsraten er. Muligheten for gavepensjon i kombinasjon med uførepensjon synes ikke å ha den forventete effekten på uføresannsynligheten. Ei heller ser det ut til at tilgang til en annen førtidspensjonsordning, i tillegg til AFP, influerer på sannsynligheten for uførepensjonering. Derimot synes rett til AFP å påvirke uførepensjoneringstilbøyeligheten klart. Blant dem som har rett til AFP er sannsynligheten for uførepensjonering mindre når kompensasjonsraten i AFP er høyere enn kompensasjonsraten i uførepensjonen, mens sannsynligheten ikke er signifikant når det omvendte er tilfellet. En tolkning i tråd med incentivlogikk er selvsagt at disse individene bevisst har vraket uførepensjon fordi de, når de vil, kan gå av på en mer sjenerøs og fleksibel avtalefestet pensjon.

Kvinners sannsynlighet for å gå over på uførepensjon er ikke signifikant forskjellig fra menns. Det er mulig vi med vårt utvalg står overfor resultatet av en seleksjonsprosess som har strukket seg over flere år av disse alderskohortenes voksne liv. Våre respondenter fra fødselskohortene 1926-31 utgjør et positivt selektert utvalg av individer, sosialt, utdanningsmessig, yrkesmessig, og helsemessig fordi vi har tatt utgangspunkt kun i yrkesaktive. Avskallingen blant kvinnene har trolig foregått i større omfang enn blant menn, i og med at yrkesdeltakelse blant denne generasjonens kvinner langt fra er noen selvsagt arbeidsmarkedstilpasning.

Ingen av variablene som karakteriserer attraktive sider ved familielivet og som kunne indikere større nytte av mer fritid, har signifikante effekter på uførepensjoneringen. De signifikante bivariate effektene av barnebarn og gjeldsbyrde synes derfor å være spuriøse, det vil si influert av en eller flere av de bakenforliggende variablene i modellen.

Av de 11 variablene som kan avledes av utstøtingshypotesen er det kun 5 som er nødvendige (i statistisk forstand) for å predikere uførepensjonering. To av disse, ekteskapelig status og LO-organisering, kan ikke entydig tolkes som utstøtingsmekanismer. Dermed står utstøtingsmodellen igjen med tre variable; helse, helserisiko i næringen, og inntekt. Av disse tre er helse den desidert viktigste, noe som ikke er oppsiktsvekkende sett i lys av at sykdom er et avgjørende vilkår for å få uførepensjon. De øvrige strukturelle komponentene i utstøtingsmodellen synes imidlertid å være av underordnet betydning.

Prøvingen av de variable som er avledet av attraksjonsmodellen, både den klassiske og den som innbefatter familieforhold, det vil si barnebarn, hytte og båt, gir heller ikke særlig overbevisende resultater. Kompensasjonsraten og tilleggsytelser som gavepensjon er ikke av sikker betydning for å predikere uførepensjonering. Kun i ett tilfelle synes et attraksjonsteoretisk resonnement å holde stikk: De som har rett til AFP og som kan vente høyere kompensasjonsrate som AFP-pensjonist enn som uførepensjonist, har lav uføresannsynlighet. Dette kan tolkes som strategisk atferd i forhold til ulike pensjonssystemers sjenerøsitet. Alt annet likt, så vrakes uførpensjonen til fordel for en framtidig overgang til AFP når AFP er gunstigere.

5.4.2 Avtalefestet pensjon (AFP)

Den avhengige variabelen i analysen er sannsynligheten for å gå av på AFP i forhold til å fortsette som yrkesaktiv. Analysen omfatter alle som har rett til avtalefestet pensjon og som samtidig oppfyller kravene for å motta slik pensjon, det vil si er over 65 år, har inntekt over 1G og har arbeidet mer enn 10 år etter fylte femti år. Analyseopplegget er i hovedsak som foran 8 .

I tabell V.4.2a gjengis de bivariate sammenhengen mellom sannsynligheten for å gå av med AFP kontra fortsatt yrkesaktivitet, og våre utvalgte uavhengige variable. Av de bivariate sammenhengene er det kjønn, alder, om en er LO-medlem, hvorvidt en har rett til en annen ordning og beste ordning av AFP og uførepensjon som er signifikante (p<0.05).

Effektene av de signifikante variablene knyttet til pensjonssystemet har imidlertid ikke den forventede retning. Tilgang til annen førtidspensjonsordning øker sannsynligheten for å gå av med AFP. Det er også slik at AFP foretrekkes selv om uførepensjon gir best kompensasjon, stikk i strid med en ren incentivlogikk. Den attraksjonsfaktoren som har fått ­størst oppmerksomhet, kompensasjonsraten, er heller ikke signifikant. Det vil si at de med høyest netto ytelsesnivå (i første rekke de med lav inntekt) ikke har noen større sannsynlighet for å gå av med AFP enn de med lavere kompensasjonsrater.

Ser vi på de individuelle bakgrunnsvariablenes betydning er det slik at å være mann øker sannsynligheten for å gå av. Sannsynligheten for å velge AFP framfor fortsatt yrkesaktivitet, øker også med økende alder. Det er også slik at LO-medlemskap gir økt sjanse for AFP-pensjonering.

Utstøtingsindikatorene, det vil si sektortilhørighet, yrkesstatus, næringens helserisiko, grad av tilknytning til arbeidsplassen og trivsel på arbeidsplassen er ikke signifikante. Det samme gjelder faktorer knyttet til familiesituasjon; ekteskapelig status, forekomsten av båt, hytte og barnebarn, samt gjeldssituasjonen. Vi antok for øvrig at forhold knyttet til familie ville kunne slå ut noe sterkere for kvinner enn for menn hvis vi kjørte separate analyser. Den begrensede utvalgsstørrelsen umuliggjør imidlertid en slik stratifisert analyse. Noe overraskende synes heller ikke ellers så viktige ressursvariable som utdanningsnivå, inntekt eller helse å ha noen signifikant effekt.

Tabell V.4.2b viser resultatene av den trinnvise modelleringen, hvor variablene er entret i blokker etter antatt kausal- eller tidsrekkefølge. G (log likelihood) viser den modellforbedring som hver nye variabelblokk gir opphav til.

Vi ser av Tabell V.4.2b at det bare er de demografiske variablene (kjønn og alder) og variabelsettet knyttet til pensjonssystemet (rett til annen førtidspensjon, beste ordning og kompensasjonsrate) som har betydning for å AFP-pensjonering. De øvrige variabelblokkene gir ingen signifikante bidrag til modellen.

Kjønn mister betydning i den hierarkiske modellen, mens sektortilhørighet får økt vekt. At kjønnseffekten blir borte skyldes trolig at kjønnsforskjeller i opptjening og ytelsesnivå delvis er reflektert i kompensasjonsraten ved at vi forutsetter ulikt opptjeningsgrunnlag mellom menn og kvinner (se undervedlegget). Det er også store forskjeller mellom menn og kvinner når det gjelder rett til ulike bedriftsbaserte pensjonsordninger (Hippe og Pedersen (1988), Hippe og Pedersen (1992)). Dette kontrolleres det delvis for ved introduksjon av variabelsettet knyttet til pensjonssystemet. Når det gjelder sektortilhørighet, vil trolig kompensasjonsraten bidra til å framheve forskjellene mellom offentlig og privat pensjonsadferd ved at det kontrolleres for ulikheter kompensasjonsnivå mellom de to sektorene. Offentlig sektor har som kjent et generelt sett høyere kompensasjonsnivå enn privat sektor.

Tabell V.4.2c viser oddsratioene og tilhørende statistikk for hver variabel i den fullstendige modellen hvor alle variablene inngår. Ingen av utstøtingsfaktorene har noen effekt på AFP-pensjonering. Heller ikke kompensasjonsraten eller inntektsnivå og utdanning har noen betydning slik vi forventet. Det er kun fire variable som er signifikante (p<0.05); alder, sektor, rett til annen førtidspensjonsordning og hvorvidt AFP eller uførepensjon er beste ordning. Det er imidlertid bare alder og sektor som har effekt i den forventede retning.

Tabell V.4.2d viser den reduserte modellen etter en trinnvis reduksjon ved hjelp av baklengs eliminering.

Vi ser av Tabell V.4.2d at de viktige variablene i den reduserte modellen stort sett er identiske med de som var signifikante i den bivariate analysen. Modellen synes også å gi en relativt god tilpasning til dataene (p=.6250).

Dess eldre en er, jo større sannsynlighet er det for at en går av med AFP. Alder samvarierer ofte med en rekke individuelle og sosiale kjennetegn som i seg sjøl kan påvirke avgangs­møn­steret, som for eksempel helse, arbeidsevne og grad av utslitthet. I tillegg vil ofte høy alder gjøre den enkelte mer utsatt for bedrifters og arbeidsgiveres tilpasninger av arbeidsstokk gjennom nedbemanninger, omorganisering og lignende. Det er også mer sosialt akseptabelt å gå av jo eldre en er. Enkelte av disse forholdene har vi forsøkt å kontrollere for i den fullstendige modellen, blant annet helse. Helse hadde imidlertid ingen selvstendig betydning for AFP-pensjoneringen, og alderseffekten besto selv etter kontroll for helse. Alderseffekt på AFP-pensjonering må derfor skyldes andre forhold, som for eksempel grad av slitenhet, bedriftens vurdering av eldres arbeidskapasitet og produktivitet, den økte ledigheten med derav økende press fra arbeidsgiver og kanskje også arbeidskolleger om å gå.

To av variablene knyttet til yrkes- og arbeidsliv er signifikante; sektor og organisasjonstilhørighet. Ansatte i privat sektor har større sannsynlighet enn offentlig ansatte for å gå av med AFP framfor å fortsette som yrkesaktive. Dette kan skyldes at offentlig ansatte har langt flere alternative veier ut av yrkeslivet før fylte 65 år og ved fylte 65 år 9 . Valgfriheten blant privat ansatte er atskillig mindre. Tjenestepensjon med særaldersgrense er for eksempel langt mer utbredt i offentlig enn i privat sektor. Blant offentlig ansatte har det derfor allerede skjedd en seleksjon ved at mange som ønsker å gå av allerede har gått av. Muligheten for uførepensjonering er også langt bedre blant offentlig ansatte enn privat ansatte (Stokke (1993a)). Dette kan ha ført til en viss seleksjon før fylte 65 år, slik at antallet potensielle AFP-brukere er lavere. Forskjellene mellom ansatte i privat og offentlig sektor kan også skyldes variasjoner i sysselsettingsnedgang, bedriftsnedleggelser og omstillinger, forhold vi har kontrollert ufullkomment for i modellen.

LO-medlemmer har større sannsynlighet for å gå av med AFP enn ikke-LO-organiserte. Dette kan ha flere forklaringer. LO-medlemmer kan gjennom sitt fagforeningsmedlemskap ha fått mer informasjon om AFP-ordningen, slik at de i større grad kjenner sine rettigheter. AFP-ordningen har også generelt fått stor oppmerksomhet i tilknytning til LO/NHO-oppgjørene. Det kan også være slik at LO-medlemskap samvarierer med visse ugunstige arbeidsmiljøfaktorer eller bransjekjennetegn som fremmer avgang, og som ikke fanges godt nok opp av våre øvrige utstøtingsvariable.

Rett til annen førtidspensjonsordning enn AFP øker sjansen for å gå av med AFP. En grunn kan være at rett til annen førtidspensjonsordning gir rett til tilleggsytelser, for eksempel sluttvederlag (ut over sluttvederlaget i tilknytning til AFP), noe vi ikke har kunnet inkludere i kompensasjonsraten.

Stikk i strid med hva en skulle forvente ut fra ren incentivlogikk øker sannsynligheten for å gå av med AFP når uførepensjon gir høyere kompensasjonsrate enn avtalefestet pensjon. Dette kan bety at den enkelte velger AFP uansett, fordi uførepensjon kan være forbundet med stigmatisering og det er mer kostnadskrevende, i vid forstand, å oppnå den. At AFP foretrekkes uansett har også sammenheng med at AFP og uførepensjon ikke er likestilte alternativer. Terskelen inn til uførepensjonen er høyere enn terskelen inn til AFP på grunn av sykdomsvilkåret i uførepensjonen. De som har hatt mulighet til å gå av med avtalefestet pensjon, har ikke nødvendigvis så dårlig helse at de like gjerne kunne fått innvilget uførepensjon. Og selv om de kunne fått en uføresøknad igjennom, kan de vurdere det slik at det likevel ikke er bryet verdt å gå gjennom en tid- og ressurs­krevende søknadsprosedyre når et fullt akseptabelt alternativ foreligger.

Vi må imidlertid føye til at ettersom utvalget er ganske lite i AFP-analysen (N=179), og signifikansnivået er satt til 0.05, har analysen forholdsvis liten evne ( power) til å avvise en nullhypotese om ingen effekt.

Oppsummeringsvis kan vi si at verken de klassiske utstøtingsfaktorene (forhold i yrkes- og arbeidsliv) eller de klassiske attraksjonsfaktorene (spesielt kompensasjonsraten), slik de her er definert, har den forventede effekt på valget mellom AFP og fortsatt yrkesaktivitet.

5.5 Diskusjon

5.5.1 Problemer og begrensninger

Det kan innvendes at alt annet likt, så har de variable som først entres i en regresjonsmodell størst sjanse for å oppnå stor forklaringskraft og høy statistisk signifikans. Entring av de uavhengige variablene i en annen rekkefølge kunne derfor gitt andre resultater. Til en slik innvending har vi to kommentarer. For det første har vi gjennomgående gode teoretiske grunner for å velge den rekkefølgen vi har valgt. For det andre gir andre prosedyrer for entring av variable, det vil si forward selection i det vesentlige samme resultat.

Det er problemer med validiteten til flere av de uavhengige variablene, for eksempel press, trivsel og helse, siden de er basert på retrospektive spørsmål for dem som ble tidligpensjonert i undersøkelsesperioden. Det er muligheter for erindringsforskyvning, psykologisk rasjonalisering, og forsøk på å dempe kognitiv dissonans som kan gi systematiske skjevheter i svarfordelingen.

Først og fremst er det fare for at de som er blitt uførepensjonister framstiller seg som sykere enn de egentlig var da de gikk av. Det er også andre svakheter ved helsespørsmålet. Helse er egenrapportert. Derfor kan svarene farges av ulike forståelser og fortolkninger som vil variere systematisk mellom individer og sosiale grupper. Videre er det stilt et såkalt globalt helsespørsmål: hvordan er helsa di?. Spørsmålet er ikke, som det kanskje burde være, innrettet mot å tappe arbeidsuførhet på grunn av sykdom. Studier av effektene av forskjellige typer helsemål, både subjektive og objektive (dødelighet), på sannsynligheten for føtidspensjonering gir støtte til en tese om at selvrapportert helse bidrar til å overdrive helsas betydning, for eksempel på bekostning av kompensasjonsraten. Et objektivt helsemål som dødelighet er derfor anbefalt (Bazzoli (1985)). Men et alternativt, objektivt helsemål som dødelighet er heller ikke uten validitetsproblemer. Det er for eksempel langt fra noe én til én-forhold mellom dødelighet og sykdom som nedsetter arbeidsevnen 10 . Derfor kan det også være misvisende å bruke seinere dødelighet som tilnærming til helsestatus på pensjoneringstidspunktet (Bound (1991)).

En del utstøtingsfaktorer er forholdsvis grovt operasjonalisert, i første rekke arbeidsledighet og sysselsettingsendringer. Vi har forsøkt å tilnærme oss slike strukturelle trekk gjennom yrkesstatusvariabelen. Vår forventning var at folk i ufaglærte yrker ville ha høy sannsynlighet for tidligpensjonering fordi slike yrker har gått kraftig tilbake i løpet av 80-tallet, og, blant annet av denne grunn, fordi innehaverne av slike yrker er utsatt for større arbeidsledighetsrisiko enn andre. Yrkesstatus gir imidlertid ikke signifikante effekter. Likevel, fordi vi kan sette spørsmålstegn ved operasjonaliseringen av de teoretiske begrepene, kan vi ikke utelukke at mer valide empiriske mål ville gitt andre resultater.

Det er også visse problemer forbundet med tolkningen av helserisiko i næringen, idet vi trekker slutninger om prosesser på individnivå med data på et aggregert nivå. Som kjent er ikke slike slutninger fra høyere til lavere aggregatnivå uten videre gyldig. Selv om et flertall i en bestemt næring har et arbeidsmiljø med en bestemt helserisiko, kan vi ikke med sikkerhet si at individer med høy sannsynlighet for uførepensjonering med bakgrunn i næringer med høy helserisiko selv har vært eksponert for slik risiko.

Kolberg ((1991), (udatert)) er kanskje den som har utført de empiriske prøvinger av utstøtingsmodellen som ligger nærmest opp til de analyser vi har presentert her. En av hans viktige konklusjoner er at utstøtingsmodellens eksklusive pretensjon som forklaringen på uførepensjonen ikke er holdbar,.... men... analysen...frakjenner den på ingen måte enhver verdi (Kolberg (1991:108)). Vi kan slutte oss til første ledd i denne konklusjonen, men må i sterkere grad få fram at de fleste av forklaringskomponentene i utstøtingsmodellen er verdiløse ved at de ikke bidrar til signifikante modellforbedringer. En grunn til denne diskrepansen er nok at vårt materiale kun omfatter personer over 59 år, mens Kolbergs analyser omfatter individer over langt videre aldersspenn fra henholdsvis 20 år (Kolberg (udatert)) og 50 år (Kolberg (1991)). Vi må dessuten regne med at vårt materiale er sterkt positivt selektert ved at respondentene var yrkesaktive i 1990. Bare de vellykkede 59-63-åringene inngår i vårt materiale. Spesielt er det grunn til å tro at kvinner i aldersgruppa 59-63 år er et positivt selektert utvalg av sin generasjon siden de var yrkesaktive i høy alder.

Den beregnede kompensasjonsraten og bruttoinntektsvariabelen har visse svakheter. For det første er utregningene av kompensasjonsratene basert på den bruttoinntekt respondentene har oppgitt uten nærmere presisering av hvilke inntekter denne bør omfatte. Videre har vi ikke fullgode opplysninger om den enkeltes formuessituasjon, individuelle pensjonsforsikringer, tilleggsytelser fra tjenestepensjonsordninger eller eventuelle samordningstillegg 11 . Dette kan ha ført til at en del personer får beregnet et for lavt kompensasjonsnivå. Manglende data om tjenestepensjon i privat sektor bidrar også til at vi ikke får kontrollert for den negative effekten rett til tjenestepensjon antas å ha for uttak av AFP blant ansatte i privat sektor 12 . Fordi dataene refererer til en tidsperiode med varierende regelverk (se undervedlegget) og vår analyse er statisk, har vi heller ikke fullt ut kunnet ta hensyn til regelendringene i perioden 1990-1993. Dette har medført at spesielt privat ansatte får beregnet et litt for lavt pensjonsnivå. Disse unøyaktighetene har imidlertid mindre betydning fordi vi har slått sammen verdiene på kompensasjonsrate-variablene til forholdsvis få kategorier.

Hvor realistisk er forutsetningen om at arbeidstakerne har full informasjon om sin kompensasjonsrate? Skattereglene og reglene for beregning av tilleggspensjoner, samordning av offentlige tjenestepensjoner med folketrygdens utbetalinger er svært uoversiktlige og kompliserte. Dette betyr at en nøyaktig utregnet kompensasjonsrate ikke gir noen realistisk representasjon av incentivstrukturen slik aktørene selv opplever den. Det er imidlertid grunn til å anta at en inndeling i grovere kategorier slik vi har gjort, overensstemmer bedre med den kunnskap arbeidstakerne selv besitter om incentivstrukturen. Våre kompensasjonsrater refererer til antatt inntekt kun første året som pensjonist. Vi trekker med andre ord ikke inn forventet inntekt for hele pensjonistperioden. Vi mener dette er forsvarlig. En tidshorisont som strekker seg langt inn i framtida ville ha skapt enda større problemer for våre antakelser om den enkeltes kunnskap om og forventinger til framtidige pensjonsinntekter.

Vi mangler opplysninger om antall år i yrkeslivet etter at tilleggspensjonene ble innført i 1967. Dette er spesielt uheldig for kvinnene i vårt utvalg, fordi det trolig er store variasjoner i antall yrkesaktive år kvinnene imellom. Vi har forutsatt at ugifte kvinner har hatt full opptjening, mens gifte kvinner har hatt redusert opptjening. For å kontrollere betydning av disse forutsetningene, har vi imidlertid kjørt separate analyser hvor vi både har forutsatt full opptjening for alle kvinner og redusert opptjening for alle kvinner. De alternative forutsetningene ga enkelte avvik 13 . Uansett anser vi forutsetningen om ulik opptjening for henholdvis ugifte og gifte (eller før gifte) som mer realistisk.

Det er også en svakhet at vi ikke kontrollerer for den totale familieøkonomien og ektefelles yrkesstatus. Vi trekker imidlertid inn gjeldssituasjonen. Vi har også kjørt separate analyser hvor vi har trukket inn ektefelles inntekt, om ektefelle er pensjonist eller yrkesaktiv, uten at dette har endret resultatene nevneverdig. Vår teoretiske antakelse var imidlertid at de familieøkonomiske faktorene ville ha størst betydning for kvinner. I denne omgang har vi ikke gjort separate analyser for menn og kvinner. For AFP-utvalget ville dette heller ikke vært mulig.

Flere av de utenlandske studiene som har funnet en sammenheng mellom økonomiske incentiver og tidligpensjonering blant eldre arbeidstakere har studert effekten av endringer i ytelsenivå for enkeltindivider (Smith og Pedersen 1991). For å modellere slike sammenhenger statistisk, må man gjøre bruk av forløps­analyse. Vår metodiske tilnærming tillater oss ikke å ta hensyn til tidsdimensjonen. Dermed får vi heller ikke sett på eventuelle virkninger av de regelendringene som har funnet sted i perioden og som har kunnet influere på overgangssannsynligheten. Vi tenker i første rekke på innstrammingene i uførepensjonen i 1991 14 .

5.5.2 Noen teoretiske implikasjoner.

Verken den uførepensjonering eller overgang til avtalefestet pensjon (AFP) lar seg overbevisende forklare med elementer fra noen av våre forklaringsmodeller, utstøtingsmodellen og attraksjonsmodellen. De to formene for tidligpensjonering vi har studert er likevel ganske forskjellig når det gjelder de prosessene som fører fram til deres bruk.

For uførepensjonering spiller, ikke uventet, nedsatt helse den dominerende rollen. På bakgrunn av funn fra 70- og 80-tallet som påviste viktigheten av en rekke ikke-medisinske forhold er helsas nesten eksklusive betydning i vår analyse likevel bemerkelsesverdig. En mulig forklaring kan imidlertid være at uførepensjonen på 90-tallet igjen er blitt genuint medikalisert, jfr. innskjerpingen av tildelingskriteriene. Det kan og være at næringslivets prosjekt med å tidligpensjonere eldre arbeidstakere gjennom uførepensjonsordningen langt på vei ble sluttført ved inngangen til 90-tallet. I løpet av 80-tallet fant det trolig sted en betydelig sanering av eldre arbeidtakere samtidig som bestemte typer jobber og næringer forsvant med dem. Når det gjelder tilstrømmingen til uførepensjonsordningen nå i første halvdel av 90-tallet, er det derfor mulig vi nå nærmer oss grunnfjellet av sykdomsrelatert arbeidsuførhet. En slik tolking er også i samsvar med Rikstrygdeverkets uførestatistikk som viser at tempoet i nyrekrutteringen har avtatt. Skjerpingen av sykdomsvilkåret i uførepensjonsordningen i 1991 kan også ha hatt sin tilsiktede virkning.

I den norske incentivdebatten knyttet til trygdesystemet har kompensasjonsnivåets betydning for pensjonsadferden vært framhevet (Grünfeld og Noreik, Dahl (1991), Risa (1990) og Rødseth (1990)). Resonnementet er at lavinntektsgruppene har de sterkeste incentivene til å velge trygd eller pensjon fordi de har forholdsvis mest å vinne på det økonomisk; de har de høyeste kompensasjonsratene. Utenlandske studier har også demonstrert visse effekter av kompensasjonsnivået på pensjonsadferden, selv om de kan være marginale (jamfør avsnitt V.2). I vårt materiale finner vi imidlertid ikke sikre effekter av tidligpensjonenes relative ytelsesnivå. En forklaring på dette kan være at spredningen i kompensasjonsnivåene til de ytelsene vi har sett på er ganske liten sammenlignet med andre land. Det er en konsentrasjon mellom 60 prosent og 80 prosent. En annen tolkning er at det er ytelsenes absolutte størrelse, ikke deres relative, som er utslagsgivende. I Norge har vi en relativ høy dekningsgrad generelt sett, og få arbeidstakere har en kompensasjon under 60 prosent, og de som har en så lav kompensasjon har samtidig det høyeste inntektsnivået. Hvis man har høy inntekt i utgangspunktet, synes man har nok materielle goder, og samtidig er gjeldfri, kan 60 prosent av arbeidsinntekten oppfattes å være tilfredsstillende. Hvis vi forlater det neoklassiske paradigmet, og skifter ut den maksimerende aktør med en satisfierende aktør, kan dermed høyinntektsgruppene ha like sterke incentiver til å gå av tidligere som lavinntektsgruppene.

Det synspunkt at kompensasjonsnivået har en selvstendig effekt på tidligpensjonssannsynligheten, forutsetter at den enkelte selv kan bestemme om og når han/hun vil gå av. Siden vi ikke finner sikre effekter av kompensasjonsratene verken for overgang til uførepensjonering eller AFP, kan det bety at forutsetningen om fritt valg, slik vi har definert det i avsnitt V.2, bygger på sviktende grunnlag. For personer med dårlig helse er friheten til å velge, som tidligere nevnt, begrenset, uavhengig av om en synes kompensasjonsnivået er tilstrekkelig eller ikke. Valgfriheten knyttet til AFP kan også være begrenset som følge av strukturelle føringer og uuttalte forventninger om avgang når aldersgrensen er oppnådd.

Selv om vår hovedinteresse er rettet mot valget mellom pensjon og arbeid, og ikke mellom alternative førtidspensjonsordninger, sier analysene også noe om hvorvidt AFP fungerer som en avlastning for uførepensjon. Vi antok at dersom denne avlastningstesen var holdbar, skulle a) arbeidstakere med rett til AFP velge AFP framfor uførepensjon, og dessuten skulle b) helse også forklare overgang til AFP, ikke bare overgang til uførepensjon. Den første tesen får støtte av våre analyser ved at sannsynligheten for uførepensjonering er lav for dem med rett til AFP og for hvem AFP er mer sjenerøs enn uførepensjonen. Derimot synes ikke resultatene å bekrefte den andre antakelsen: Helse bidrar ikke signifikant til å forklare overganger til AFP. Det er heller ikke slik at disse to ordningene er fullstendig substituerbare. Det illustreres av at arbeidstakere med rett til AFP har høy sannsynlighet for å gå av med AFP selv om uførepensjonen gir høyere kompensasjonsrate. Det kan dermed se ut til at for en del personer kommer AFP i tillegg til, og ikke istedenfor uførepensjonen. Eldre arbeidstakere som ellers ikke ville gått av før tida, gjør det nå fordi de har muligheten til AFP.

5.6 Konklusjon: tidligpensjonering – utstøting eller attraksjon?

Våre resultater gir ingen overbevisende og entydig støtte verken til utstøtingsmodellen eller attraksjonsmodellen. Når det gjelder utstøtingsmodellens meritter, er dette for så vidt i samsvar med tidligere funn (Kolberg (1991), Kolberg (udatert)). Så vidt vi vet, finnes ikke sammenlignbare norske analyser av attraksjonsmodellens forklaringspotensiale. Utenlandske studier har imidlertid påvist signifikante, men sjelden sterke effekter av kompensasjonsraten på tilbøyeligheten til tidlig­pensjonering. Av grunner vi har diskutert foran, er ikke disse studiene uten videre relevante for norske forhold

Utstøtings- og attraksjonsfaktorenes manglende forklaringskraft kan skyldes en rekke uavklarte metodologiske problemer som vi har tatt opp foran; svakheter ved variabeldefinisjoner, lite utvalg (spesielt for AFP-analysen), avgrenset aldersspenn, og metodisk tilnærming, men også substansielle forhold som egenskaper ved norsk arbeidsliv ved begynnelsen av 90-tallet, trekk ved førtidspensjonsordningene og endringer i disse, ytelsesnivåer med god minstedekning, samt forholdsvis egalitær fordeling av inntekter og pensjoner.

Likevel tyder resultatene på at det er ulike prosesser som leder til uførepensjonering og AFP-pensjonering, og det er helsefaktoren som skaper det vesentlige skillet. Helse framstår som den desidert viktigste forklaringsfaktoren for overgang til uførepensjon, mens den er uvesentlig for å forklare AFP-pensjonering. For uførepensjoneringens del kan vi dermed si at det foregår helsemessig utstøting, mens verken helsevariabelen eller andre utstøtings- eller attraksjonsfaktorer er viktige for å forklare AFP-pensjonering.

5A Om beregning av kompensasjonsratene

Ved operasjonaliseringen av variablene definerte vi kompensjonsrate som:

hvor netto pensjonsinntekt er lik brutto pensjonsinntekt minus utliknet skatt, og netto arbeidsinntekt er lik brutto arbeidsinntekt minus utliknet skatt.

Datamaterialet gir bare opplysninger om bruttoinntekt. Vi har derfor beregnet netto pensjonsinntekt og netto arbeidsinntekt med utgangspunkt i regelverket for de ulike pensjonsordningene og skattreglene for perioden, samt de opplysningene datamaterialet gir om bruttoinntekt, gjeld, sektor, avgangstidspunkt, sivilstand, ektefelles yrkesstatus, ektfelles inntekt med videre.

Kort om regelverket i den perioden vi ser på:

Avtalefestet pensjon (privat sektor) tilsvarte fram til 1.10.1992 utbetalt alderspensjon ved fylte 67 år. Etter 1.10.1992 gis det i tillegg et skattefritt sluttvederlag på 11 400 kroner. Alderspensjon består av grunnpensjon (G) pluss tilleggspensjon. Tilleggspensjonen er lik (Pensjonspoeng x grunnbeløpet x tilleggspensjonsprosenten x antall år/40). Tilleggspensjonsprosenten var 45 prosent fram til 1.1.1992. Hvis tilleggspensjonen pluss grunnpensjon er mindre enn minstepensjon utbetales det særtillegg.

Uførepensjon (privat sektor) består også av en grunnpensjon og en tilleggspensjon. Det med­regnes framtidig trygdetid og framtidig pensjonspoeng fram til og med det år vedkommende fyller 66 år. Framtidig pensjonspoeng fastsettes på grunnlag av inntekt før uførheten inntrådte. For øvrig beregnes grunnpensjon og tilleggspensjon som ved alderspensjon. Det tilstås særtillegg som ved alderspensjon.

Avtalefestet pensjon (offentlig sektor) er i prinsippet en ordning som gjør det mulig å gå av med ordinær tjenestepensjon fra fylte 65 år i stedet for 67 år (og fra 64 år etter 1.10.1993). Ved avgang etter AFP utbetales bruttopensjonen, som beregnes på samme måte som ordinær tjenestepensjon. Bruttopensjonen utgjør 66 prosent av sluttlønna ved full opptjening (30 år). Ut over et beløp som tilsvarer 8 G blir det bare beregnet 1/3. Lønn som overstiger 12 G blir ikke regnet med i pensjonsgrunnlaget. Den avtalefestede pensjonsordningen i offentlig sektor omfatter også en garantiordning. Garantiordningen innebærer at den enkelte pensjonist kan velge det som er best av 66 prosent av egen inntekt eller pensjon ifølge folketrygden inkludert et tillegg som i offentlig sektor er 20 400 kr etter 1.10.1993, og som skattlegges.

Invalidepensjon (offentlig sektor). Ved full uførhet (100 prosent uføregrad), og full opptjeningstid (30 år) er pensjonen 66 prosent av lønn i tjenesten (pensjonsgrunnlaget) (pluss 1/4 grunnbeløp for enslig etter samordning). Ved beregning av invalidepensjon regner en de år en har vært medlem som den tid arbeidstakeren kunne ha tjenestegjort fram til stillingens aldersgrense om vedkommende ikke hadde blitt ufør, normalt 70 år.

Spesielle skatteregler for pensjonister. Skatteytere som har mottatt pensjon eller attføringspenger fordi arbeidsevnen er nedsatt med minst to tredeler, skal ha særfradrag ved beregning av skatt. Særfradraget kommer til fradrag i inntekten ved beregning av felles-, kommune- og fylkeskommuneskatt. Det gis imidlertid ikke særfradrag for alder ved utbetaling av AFP.

Det ble innført særskilt skattebegrensningsregel for alders- og uførepensjonister med virkning fra og med inntektsåret 1989. I 1993 skal det for eksempel ikke beregnes skatt når nettoinntekten (før særfradrag for alder og uførhet) ikke overstiger 60 400 kroner for enslige og 94 200 kroner for ektepar. Ved høyere inntekter skal kommune- og fylkesskatt, fellesskatt og trygdeavgift ikke overstige 55 prosent av inntekten over beløpsgrensen. Reglene for alders- og uførepensjonister gjelder også for skatteytere som mottar avtalefestet pensjon. Den særskilte skattebegrensningsregel kommer til anvendelse ved beregning av kommune- og fylkesskatten, fellesskatten til Skattefordelingsfondet og ved beregning av trygdeavgiften. Derimot kommer den ikke til anvendelse ved fastsettelse av toppskatten eller av formuesskatten.

Trygdeavgiftssatsen er også noe lavere for pensjonister.

Vi har gjort følgende forutsetninger ved beregning av pensjonsinntektene:

1. Ved beregning av uførepensjon og AFP i privat sektor har vi tatt utgangspunkt i grunnbeløpet, særtilleggsopplysninger med videre for det år vi har bruttoinntektsopplysninger. De grunnbeløpene som benyttes i beregningene vil tilsvare gjennomsnittlig grunnbeløp i det år vedkommende valgte å gå av for dem som er pensjonister, og grunnbeløp på intervjutidspunktet for dem som ennå er yrkesaktive, ettersom bruttoinntektsopplysningene for disse også relaterer seg til dette tidspunktet. Dette vil ikke gi store skjevheter ettersom det er det relative forholdet mellom pensjonsinntekt og arbeidsinntekt som her er viktigst.

2. Selv om tilleggspensjonsprosenten ble endret fra 45 til 42 prosent for pensjonsgrunnlag tjent opp etter 1.1.1992 i privat sektor, forutsetter vi 45 prosent for alle. Dette vil ut fra våre beregninger innebære en overvurdering av inntektene på inntil 500 kroner per år. Vi beregner også full opptjening av pensjonspoeng for inntekt opp til 8 G i privat sektor som i offentlig sektor, selv om inntekt utover 6 G tjent opp etter 1.1.1992 bare teller en tredjedel. For inntekt mellom 8 og 12 G forutsetter vi 1/3 opptjening. Vi har beregnet at denne forenklingen høyst vil innebære en overvurdering av pensjonsinntektene i privat sektor på om lag 1000 kroner årlig for våre alderskategorier.

3. Alderspensjon beregnes med utgangspunkt i gjennomsnittlig pensjonspoeng for de tyve beste opptjeningsårene. Poengtall for de tyve beste opptjeningsårene forutsettes å være likt antall pensjonspoeng for det året hvor vi har inntektsopplysninger.

4. For å få full pensjon fra folketrygden må en ha 40 år opptjeningstid. Kortere opptjeningstid avkortes forholdsmesseing. Det er imidlertid en overgangsordning for de som er født mellom fra 1918 til og med 1936. De må ha sammenhengende opptjening fra 1969 og fram til de er 67 år gamle for å få full pensjon. Pensjonen forkortes forholds­messig avhengig av opptjeningstid. For personene i vårt utvalg som er født fra 1926 til 1931 vil full opptjening si fra 29 til 35 år. Datamaterialet gir bare opplysninger om antall yrkesaktive år etter fylte 50 år og ikke det totale antall år den enkelte har vært yrkesaktiv. I offentlig sektor har en full opptjening etter 30 år.

   I beregningene har vi forutsatt at alle mennene har full opptjening. For kvinnene forutsetter vi i utgangpunktet at de som er ugifte har full opptjening. For de øvrige (det vil si gifte og før gifte) har vi forutsatt en opptjeningstid lik antall år de har arbeidet etter fylte 50 år fram til aldersgrensen (67 år i privat sektor, og 70 år for uføre i offentlig sektor). Begrunnelsen for å gi gifte (før gifte) kvinner redusert opptjening er at mange kvinner i denne generasjonen har vært hjemme når barna var små. De fleste gikk ikke ut i arbeidslivet før etter at barna var flyttet hjemmefra. For ugifte vil situasjonen, slik vi vurderer det, være noe annerledes idet de har vært hovedforsørgere.

5. Ved beregning av avtalefestet pensjon har vi lagt til et sluttvederlag på 11.400 kroner for de som har gått av etter 1.10.1992, samt for alle som fortsatt er yrkesaktive. Flere av de yrkes­aktive har i prinsippet også vært eksponert for AFP uten sluttvederlag. De yrkes­aktive har imidlertid alle hatt mulighet til å gå av med AFP pluss sluttvederlag i løpet av den perioden vi ser på.

6. Ettersom vi mangler opplysninger om barnas alder, forutsetter vi at ingen har rett til forsørgertillegg for barn.

7. Vi forutsetter imidlertid at alle gifte med ektefelle uten arbeidsinntekt får forsørgertillegg for ektefellen. Pensjonist som forsørger ektefelle som ikke selv er pensjonist, er berettiget til et ektefelletillegg som tilsvarer 50 prosent av pensjonistens grunnpensjon, såfremt vedkommendes samlede pensjon/arbeidsinntekt ikke overstiger minstepensjonsnivået for ektepar tillagt 25 prosent av G. I så fall reduseres forsørgertillegget med 50 prosent av overskytende inntekt. Forsørgertillegget var i 1990 33 575 kroner i inntektsintervallet 95 046-128 620 kroner, i 1991 35 033 kroner i intervallet 99 598-134 631 kroner, i 1992 36 167 kroner i intervallet 102 930-139 097 kroner og i 1993 36 500 kroner i intervallet 105 253-141 753 kroner.

8. Ved delvis uførhet blir pensjonen redusert forholdsmessig. Noe forenklet forutsetter vi full uførhet ved beregning av uførepensjon.

Ved beregning av skatt på pensjon og arbeidsinntekt har vi:

1. Beregnet skatt med utgangspunkt i de skattesatsene som gjaldt det året vi har bruttoinntektsopplysninger for.

2. Forutsatt at ingen har inntekt ut over arbeidsinntekt, dvs. inntekter fra formue, livrenter fra individuelle pensjonsforsikringer med videre.

3. Noe forenklet satt fradrag ut over minstefradrag og klassefradrag (beregnet rentefradrag) til ti prosent av den totale gjelden i tusen kroner.

4. Forutsatt at de ikke betaler formuesskatt, da vi ikke har opplysninger om den enkeltes formuesforhold.

5. Tatt hensyn til ektefelles skatt ved fastsettelse av klassefradrag og vurdering av hvorvidt man kommer inn under skattebegrensningsregelen.