6 Uførepensjonering og AFP-pensjonering

Av Tor Rødseth og Geir Bjørsvik, Universitetet i Bergen

6.1 Forklaringsfaktorer til ­uførepensjonering og AFP-pensjonering

6.1.1 Innledning

Dette notatet er skrevet i tilknytning til arbeidet i Utvalget for å utrede overgang fra yrkesaktivitet til pensjon. Selve notatet er skrevet av Tor Rødseth, mens beregningsarbeidet er gjort av Geir Bjørsvik. Arbeidet er gjort under et sterkt tidspress, slik at det ikke fremstår som gjennomarbeidet. Men siden resultater fra ­notatet er brukt i utvalget, har vi funnet det riktig å dokumentere disse.

Notatet bygger i sin helhet på data fra ­FAFOs undersøkelse av utganger fra arbeidslivet (EXIT-undersøkelsen 1994). De beregningene som er gjort i dette prosjektet vil bli sammenholdt med beregninger som skal foretas på grunnlag av en database over førtidspensjonister som er under utvikling ved Rikstrygdeverket.

Vi er FAFO stor takk skyldig fordi de har gitt oss adgang til å bruke hele materialet fra sin undersøkelse over førtidspensjonering. FAFO har også gjort omfattende beregninger over disse dataene. FAFOs analyser er nærmere omtalt i vedlegg V (og i Dahl og Midtsundstad (1994)). FAFOs beregninger er på mange måter parallelle til våre beregninger, men ulike variable er tatt med i analysene, variabeldefinisjonene er forskjellige, beregningsopplegget er forskjellig med videre. Vårt arbeid supplerer derfor FAFOs analyser. Hovedinntrykket av våre beregninger samsvarer med inntrykket av FAFOs analyser. Vi har også gjort beregninger som er sammenfallende med FAFOs, men i dette vedlegget er det bare tatt med beregninger som ikke er det.

6.1.2 Teori og metode

Utgangspunktet for denne analysen er at omfang av førtidspensjonering og valg av førtidspensjoneringsmetode er et resultat av ønsker og beslutninger fra arbeidstakere, arbeidsgivere og myndigheter. For arbeidstakerne antar vi at økonomiske vilkår ved pensjonering vurdert i forhold til velferden ved fortsatt arbeid er avgjørende for både ønske om pensjonering, og hva slags pensjoneringsordning som fortoner seg som mest attraktiv. Dessuten kan selve pensjoneringsformen inngå i arbeidstakernes vurdering. Fra arbeidsgiversiden vil vurdering av produktivitet og kostnader ved arbeidstakere i ulike aldre kunne medføre ønsker om å førtidspensjonere eldre arbeidstakere, spesielt i perioder med rask teknologisk utvikling og i perioder med nedbemanning. Også myndighetene kan ha interesse av førtidspensjonering, for eksempel ut fra hensynet til økonomisk ­aktivitet, fordeling og statsfinansene.

FAFOs undersøkelse tok utgangspunkt i et utvalg arbeidstakere som var yrkesaktive i 1990 og fastslo deres situasjon i april 1993. Undersøkelsen var basert på telefonintervjuer. De fleste i utvalget var fortsatt yrkesaktive, men et betydelig antall var gått over i ulike pensjonsordninger. Intervjupersonene ble stilt et stort antall spørsmål som angikk både deres personlige forhold og forhold i omgivelsene, først og fremst bedriftstilknytningen i utgangssituasjonen.

Det teoretiske utgangspunktet er følgende: En som er yrkesaktiv på starttidspunktet (1990), vil i april 1993 kunne være i en rekke mulige tilstander: fortsatt yrkesaktiv, uførepensjonsert, AFP-pensjonert og så videre. Ved hjelp av de opplysningene vi har om individene søker vi å forklare hvordan et individ havner i de ulike tilstandene – hva forklarer at vedkommende blir uførepensjonert, førtidspensjonert på annen måte og så videre?

En metode som kan brukes til dette formålet er binomisk logistisk multippel regresjonsanalyse. En holder da opp to tilstander mot hverandre og stiller spørsmålet: hvordan påvirker ulike faktorer sannsynligheten for å havne i den ene av de to tilstandene i forhold til sannsynligheten for å havne i den andre tilstanden. Denne metoden er brukt både i FAFOs og vår bearbeiding.

I de beregningene som gjengis her ser vi på to sluttilstander, nemlig uførepensjonering og AFP-pensjonering. Vårt materiale bygger på om lag 90 observasjoner, avhengig av hvilke forklaringsfaktorer som inkluderes i analysen.

6.1.3 Variable

Variablene som er brukt som forklaringsfaktorer er følgende:

1. HELSE

2. HOV.GR.(Hovedgrunn til overgang til pensjonering)

   • egen helse

   • andre grunner

3. SEKTOR (i yrkesaktiv periode)

   • privat

   • offentlig

4. SIV.STAT

   • ugift eller før gift

   • gift eller samboer

5. KJØNN

   • kvinne

   • mann

6. TIMER (Antall arbeidstimer per uke som yrkesaktiv)

   • 1-29 timer

   • over 30 timer

7. BR.LØNN

8. DEKNING (Pensjon i forhold til tidligere inntekt)

9. DEKGRAD (Samme som DEKNING, i tre intervaller):

   • mindre enn 60 prosent

   • 61-70 prosent

   • over 70 prosent

10. PEN.ÅR (Første år med pensjonsutbetaling)

    • 1989, 1990 eller 1991

    • 1992 eller 1993

Variablene DEKNING og DEKGRAD indikerer to måter å behandle dette på i beregningene. Andre forskjeller mellom beregningene som omtales, er at i noen av disse er bruttolønn (BR.LØNN) tatt med og ikke noe uttrykk for dekningsgrad (DEKNING eller DEKGRAD), og i enkelte beregninger er pensjoneringsår (PEN.ÅR) tatt med. Her kommenteres tall fra fire ulike beregninger.

• Beregning 1 inkluderer variablen brutto­lønn.

• Beregning 2 inkluderer bruttolønn og pensjoneringsår.

• Beregning 3 inkluderer dekningsgrad ved variablen DEKGRAD og pensjoneringsår.

• Beregning 4 inkluderer dekningsgrad ved variablen DEKNING og pensjoneringsår.

6.1.4 Resultater

Tabell VI.1a gjengir sammenhengen mellom yrkesaktiviteten i 1990, målt i arbeidstimer, og status i april 1993.

Tallene i tabell VI.1a gir en indikasjon på hovedstrukturen i førtidspensjoneringen. Det mest karakteristiske inntrykket er at, mens førtidspensjonistene i stor grad går fra full yrkesaktivitet til pensjonering, går uførepensjonerte først og fremst fra liten yrkesaktivitet til pensjonering. Dette indikerer at en har med to ulike grupper å gjøre.

Beregning 1. Bruttolønn.

Resultatene i beregning 1 er gjengitt i tabell VI.1b.

De tre første kolonnene i tabell VI.1b angir regresjonskoeffisienter, standardavviket til koeffisientene samt Wald-statistikken som er kvadratet av t-verdien. De to sistnevnte sier noe om signifikansen av regresjonskoeffisientene. Dette er også oppsummert i Sig-kolonnen som gir signifikansnivået, hvor 0.05 er den vanlige signifikansgrensen.

En måte å vurdere treffsikkerheten i modellen på, er ved å sammenholde hvilken kategori beregningene tilsier at vedkommende ville havne i med hvilken kategori han faktisk havnet i. Dette er gjort i tabell VI.1c. Tabellen viser at i 44 tilfeller hvor modellen predikerte at vedkommende vil bli uførepensjonist, så ble vedkommende faktisk uførepensjonist. I 4 tilfeller ble vedkommende istedet AFP-pensjonist. Videre ga predikeringen av at vedkommende ville bli AFP-pensjonist riktig resultat i 36 tilfeller, mens vedkommende faktisk ble uførepensjonert i 7 tilfeller.

Beregning 2. Bruttolønn og pensjoneringsår.

Resultatene av beregning 2 er gjengitt i tabell VI.1d og VI.1e.

Beregning 3. Dekningsgrad og pensjoneringsår.

Resultatene er gjengitt i tabell VI.1f og VI.1g.

Beregning 4. Dekningsgrad og pensjoneringsår.

Resultatene av beregningen er gjengitt i tabell VI.1h og VI.1i.

6.1.5 Kommentar

De viktigste inntrykkene av disse beregningene kan oppsummeres slik:

• Beregningene gir generelt lite signifikante resultater. Egen helse som hovedgrunn til pensjonering er den faktor som desidert gir sterkest utslag i retning av uførepensjonering i stedet for AFP-pensjonering. Dette går igjen i alle beregningene, og er selvsagt lite overraskende.

• Dekningsgraden gir ikke signifikante utslag i sammenheng med de øvrige variable, enten en bruker en finere eller grovere spesifikasjon.

• Bruttolønn gir derimot signifikant utslag i retning av AFP-pensjonering. Dette kan muligens tolkes som at det absolutte pensjonsnivået, som avhenger av inntekten, er viktigere enn dekningsgraden.

• I beregningene med bruttolønn som variabel i stedet for dekningsgrad, slår pensjoneringsåret ut i retning av mer AFP-pensjonering etter 1992. Dette kan tolkes på flere måter – at AFP-ordningen er blitt mer kjent, at adgangen til uførepensjon var mer ­restriktiv i 1991 og at AFP-ordningen ble mer gunstig økonomisk. Utslaget som pensjoneringsår gir, er nesten signifikant etter vanlige kriterier.

• Treffsikkerheten i modellene kan måles ved å se på sammenhengen mellom predikert og observert status. Av tabellene fremgår det at treffsikkerheten er meget stor. En måte å oppsummere treffsikkerheten på er den såkalte assosiasjonskoeffisienten, som kan variere mellom -1 og +1. I de fire beregningene som er presentert her varierer assosiasjons-koeffisienten mellom 0.96 og 0.98.

6.2 Forskjeller mellom AFP-pensjonerte og uførepensjonerte 65-66- åringer. Testing basert på en spørreundersøkelse ved FAFO

I en rapport fra FAFO (Mary Visher og Tove Midtsundstad (1993) Utgang fra arbeidslivet) er det gjengitt en del resultater fra en spørreundersøkelse blant ulike grupper av pensjonerte 65- og 66-åringer. Tor Rødseth har utført en test på bakgrunn av resultater fra denne rapporten. For en rekke kriterier oppgis det hvor stor prosent av alle intervjuede og hvor stor prosent innenfor grupper som uføre- og AFP-pensjonister som oppfyller kriteriet 1 .

Anta at vi har observert en prosentandel p for alle grupper under ett, som oppfyller et gitt kriterium. Så tar vi ut en gruppe, for eksempel uførepensjonerte, og stiller spørsmålet: kan denne gruppen betraktes som et tilfeldig utvalg av alle? Da ville forventet andel av uførepensjonerte som oppfylte kriteriet også være p prosent. Men slike tilfeldige utvalg vil vanligvis ikke gi prosentandelen p. I stedet ville vi få en fordeling av de observerte prosentandelene rundt p på grunn av tilfeldige utslag. Variansen i denne fordelingen av prosentandeler er:

hvor V(p) er variansen i fordelingen, n er størrelsen på utvalget som er tatt fra hele gruppen. 2 Standardavviket s er kvadratroten av V(p). For eksempel er antall uførepensjonerte 45 og antall AFP-pensjonerte 57. Dersom vi tar et tilfeldig utvalg fra totalpopulasjonen (her: alle pensjonerte 65- og 66-åringer i spørreundersøkelsen) så vil sannsynligheten for at den ­observerte andel skal ligge innenfor p pluss/minus s være om lag 0.67 og for at den skal ligge innenfor p pluss/minus 2s være om lag 0.95.

I tabell VI.2a og tabell VI.2b nedenfor er resultatene av testingen gjengitt. For de enkelte kriterier er andelen for alle pensjonister, p, angitt i første kolonne. Andre kolonne gir andelen i gruppen; f. De to neste kolonnene angir intervallene som svarer til henholdsvis p pluss/minus s og p pluss/minus 2s. Når vedkommende gruppes andel har en sannsynlighet på mindre enn 0.33 er det angitt ved *, og når den har en sannsynlighet på mindre enn 0.05 angis dette ved **. Det er det siste sannsynlighetsnivået som vanligvis brukes ved vitenskapelige under­søkelser, i noen tilfeller supplert med p pluss minus 3s som gir et sannsynlighetsnivå mindre enn 0,01.

Når vi baserer oss på sannsynlighetsnivået 0,05 kan vi oppsummere resultatene slik:

Uførepensjonerte oppgir (som rimelig er) en signifikant høyere andel som har dårligere helse sammenlignet med ­andre på samme alder. Tilsvarende oppgir de en signifikant lavere andel som har bedre helse sammenlignet med andre på samme alder. Av de uførepensjonerte oppgir også en signifikant høyere andel at egen helse var hovedgrunnen til at en ble pensjonert.

De uførepensjonerte har en signifikant høyere andel enn gjennomsnittet som har 10-14 yrkesaktive år etter fylte 50 år, mens andelen som har 15-17 yrkesaktive år etter 50 års alder er signifikant lavere enn gjennomsnittet.

AFP-pensjonerte oppgir egen helse signifikant lavere andel enn gjennomsnittet som hoved­grunn til at de ble pensjonert. Disse pensjonistene hadde en signifikant høyere andel arbeidstakere i offentlig sektor og en signifikant lavere andel i privat sektor enn gjennomsnittet. Og når det gjaldt antall yrkesaktive år etter 50-årsalder var resultatet motsatt av det for uførepensjonerte: AFP-pensjonistene hadde en signifikant høyere andel enn gjennomsnittet som hadde 15-17 år og en signifikant lavere andel som hadde 10-14 år.

Dersom vi holder oss til det lavere signifikanskravet (pluss/minus s) finner vi, i tillegg til det foregående, at uførepensjonerte har:

• høy andel med grunnskole

• høy andel med mistrivsel på siste arbeidsplass

• høy andel i privat sektor

• høy andel i lavere inntektsgrupper

• lav andel med artium

• lav andel som oppgir at de var slitne som hovedgrunn til pensjonering,

• lav andel i offentlig sektor

• lav andel arbeidstakere med siste inntekt over 190 000 kroner.

Med det tilsvarende lave signifikanskravet finner vi at AFP-pensjonister har:

• lav andel som oppgir dårlig helse og høy andel som gir god helse i forhold til andre på samme alder

• høy andel som oppgir at de var slitne som hovedårsak til pensjonering,

• lav andel av før gifte

• høy andel LO-medlemmer.

Faktorer som ikke gir signifikans for noen grupper i begge disse signifikansnivåene er:

• kjønn

• bra eller god trivsel på arbeidsplassen

• gift/samboende og ugifte

• midlere inntekt.

For AFP-pensjonister inneholder spørreundersøkelsen også svar på spørsmål som kan belyse om arbeidstakerne følte seg presset til å pensjonere seg. En oppsummering av en test på resultatene av dette er gitt i tabell VI.2c.

Tabell VI.2c viser at når det gjelder press fra kolleger og følelsen av at en yngre person trengte jobben mer, er andelen for AFP-pensjonister høyere enn for alle pensjonerte 65- og 66-åringer, men sannsynlighetsnivået ligger mellom de to signifikansnivåene. Overhyppigheten blant AFP-pensjonister er med andre ord ikke signifikant for AFP-pensjonister etter det sterkeste signifikanskravet. Når det gjelder følelsen av at en ville mistet jobben likevel, er prosentandelen lavere for AFP-pensjonister enn for alle pensjonerte 65- og 66-åringer. Også i dette tilfellet ligger sannsynlighetsnivået mellom de to signifikanskravene, slik at underhyppigheten med andre ord ikke er signifikant etter det strengeste kravet.

Som en oppsummering kan en, ut fra FAFOs spørreundersøkelse, neppe betrakte uførepensjonerte og AFP-pensjonister som to tilfeldige utvalg av alle pensjonerte 65- og 66-åringer. Der hvor en finner signifikante avvik fra gjennomsnittet for alle, skiller de to gruppene seg ut i hver sin retning. De uførepensjonerte skiller seg ut ved lav utdanning, dårlig helse, arbeid i privat sektor og lav inntekt i forhold til gjennomsnittet. Motsatt skiller AFP-pensjonistene seg ut ved høy utdanning, god helse, arbeid i offentlig sektor og høy inntekt i forhold til gjennomsnittet. Skulle en slutte ut fra disse opplysningene synes det a priori lite sannsynlig at uførepensjonering i dag er et alternativ til AFP-pensjonering. Men for AFP-pensjonistene finner en en svak tendens til at de føler seg presset ut av arbeidslivet. Det er derfor et åpent spørsmål hva som ville være alternativet dersom AFP-ordningen ikke fantes – fortsatt yrkesaktivitet eller andre private eller offentlige former for pensjonering.