Etter en endring i kontantstøtteloven som trådte i kraft 1. juli 2017 har innvandrere fra land utenfor EU/EØS bare rett til hvis de har bodd i Norge i minst fem år. Før lovendringen var det en høy andel innvandrere fra land utenfor EU/EØS i gruppen som mottok kontantstøtte. Hensikten med lovendringen, også kalt , var «å gi innvandrerne sterkere insentiver til raskt å komme i arbeidsrettet aktivitet» (Innst. 368 L – 2016-2017, s. 8). Siden småbarnsforeldre som omfattes av reformen kjennetegnes av lav sysselsetting, undersøker vi om endringen har ført til en vesentlig endring i inntektsgrunnlaget for de berørte familiene. I tillegg undersøker vi om lovendringen hadde noen uforutsette eller ikke planlagte konsekvenser. Det kan tenkes at innvandrere som omfattes av reformen utsetter planlagte barnefødsler inntil de har bodd lenge nok i Norge til å oppfylle botidskravet når barnet fyller ett år. Vi undersøker derfor om kvinner som er berørt av reformen har fått færre barn etter at lovendringen trådte i kraft.

Færre mottar kontantstøtte, …

Norge har hatt en stor økning i antall innvandrere i perioden 2007 til 2011, hvorav 2011 var toppåret med nesten 80 000 innvandringer. Siden da har antallet årlige innvandringer til Norge gått ned til ca. 52 000 i 2019. Samme år utgjorde innvandrerne i Norge rundt 15 prosent av befolkningen. Med økt innvandring ble også flere barn født av innvandrere i Norge. I 2019 hadde i overkant av en fjerdedel av alle nyfødte innvandrermor. Det henger sammen med at de fleste innvandrerne som kommer til Norge er i en alder hvor det er vanlig å få barn, og mange velger å få barn relativt raskt etter ankomst. Samtidig påvirkes innvandrernes fruktbarhet også av fruktbarheten i landene de reiser fra, og deres fruktbarhet ligger typisk noe mellom landet de forlot og landet de har flyttet til. I tillegg vet vi at innvandrere som ikke er arbeidsinnvandrere, som inkluderer både flyktninger og deres familiemedlemmer, har en forholdsvis lav sysselsetningsandel spesielt de første årene etter ankomst til Norge. Kombinasjonen av forholdsvis høy fruktbarhet og lav sysselsetning blant innvandrerkvinner er hovedårsaken til at denne gruppen har hatt en høy andel kontantstøttemottakere. SSB har publisert flere analyser om bruk av kontantstøtte blant innvandrere. Etter innføringen av botidskravet har andelen som mottar kontantstøtte gått kraftig ned blant barn med innvandrerbakgrunn. Konsekvensene av regelendringen blir enda tydeligere om man tar hensyn til innvandreres landbakgrunn og botid. I gruppen som omfattes av reformen går uttak av kontantstøtte ned fra ca. 60 % i andre kvartal 2017 til ca. 10 % i påfølgende kvartal og ligger deretter under 5 %.

… men ingen endring i sysselsetting

Å øke sysselsettingen blant innvandrere var som nevnt en motivasjon for lovendringen. Mekanismen som kan ligge bak dette kan beskrives som følgende: Utbetaling av kontantstøtte gjør det generelt mindre nødvendig å være i arbeid, ettersom kontantstøtte kan være en erstatning for inntekt fra arbeid, spesielt blant kvinner med lav eller ingen yrkesinntekt. Hardøy og Schone (2010) fant en sterkere negativ effekt av kontantstøtte på sysselsettingen til innvandrere fra ikke-vestlige land enn for norskfødte kvinner. Men resultater fra en annen studie, som ikke skiller mellom mødre som er innvandrere eller norskfødte, tyder på at disse effektene er nokså kortvarig. Når barna blir eldre, har tidligere bruk av kontantstøtte ingen målbar effekt på mødres sysselsetting, og kontantstøtte blir i hovedsak brukt som en midlertidig tilpasning mellom yrkesliv og familieliv. Videre konkluderer Hedding med at bruk av kontantstøtte versus sysselsetting ikke bare er påvirket av landbakgrunn, men at gruppen «snarere [utgjør] en opphopning av personer med lav inntekt, enten de har norsk eller ikke-norsk landbakgrunn» (Hedding 2016, s. 72).

Med utgangspunkt i disse resultater kunne man anta at bortfall av kontantstøtte for innvandrere med kort botid fra land utenfor EU/EØS — to faktorer som er korrelert med lavere sysselsetting og inntekt i utgangspunktet — kunne føre til en viss økning i sysselsettingen. Men en evaluering av botidskravet for kontantstøtte viser at reformen ikke har gitt raskere overgang til arbeidsrettet aktivitet eller økt sysselsetting blant dem som er berørt av reformen. Evalueringen av reformen finner verken en økning i andel sysselsatte, eller at de som er i arbeid jobber mer etter innføringen av botidskravet. Dette gjelder både mødre og fedre som er omfattet av lovendringen. Også deltakelse i arbeidsrettede tiltak er upåvirket blant mødre som er berørt av reformen. Bortfall av kontantstøtte, som tilsvarer opp mot 82 500 kr det året barnet er ett år, blir heller ikke kompensert med økt mottak av sosialhjelp (Lima m. fl. 2020). Innebærer det at flere av de berørte barna vokser opp i en familie med lavere husholdningsinntekt?

Botidskrav i kontantstøtteordningen berøre forholdsvis mange husholdninger med lav inntekt

For å undersøke dette har vi først kartlagt antall barn som er berørt av reformen i årene 2018 og 2019. For å stadfeste om inntekten i husholdningene disse barna vokser opp i har blitt påvirket av botidskravet, sammenligner vi dem med barn i samme situasjon i årene før (altså samme type barnefamilier som ville vært berørt av reformen, hvis den hadde blitt innført tidligere). I tillegg beskriver vi utviklingen i husholdningsinntekt blant andre småbarnsfamilier, for å sammenligne endringene i målgruppen med generelle inntektsendringer. Vår kartlegging tar utgangspunkt i årlige datafiler fra registerbasert boforhold. Vi identifiserer husholdninger med barn som i løpet av året er mellom 13-23 måneder (målgruppen for kontantstøtte) og ser på ulike inntektsmål på årsbasis for husholdningen barnet bor i. For å avgrense om barnet er berørt av reformen eller ikke, skiller vi mellom om foreldrene er født i land utenfor EU/EØS og har en botid som er kortere enn fem år når barnet fyller ett år. Vi velger dette tidspunktet, siden bruk av kontantstøtte er vanligst og høyest når barnet fyller ett år (Arntsen, Lima & Rudlende 2019). Denne tilnærmingen fanger opp målgruppen, ettersom andelen som mottar kontantstøtte går ned som forventet etter reformen.

Tabell 1 viser antall barn som er mellom 13-23 måneder per år (2016-2019), etter foreldrenes innvandringsbakgrunn og botid. Som regel er et barn i målgruppen for kontantstøtte i to påfølgende år, først det året barnet fyller ett år og så i det påfølgende året, mens barnet fortsatt ikke har fylt to år.

Etter vår definisjon ble mer enn 10 000 barn i alderen 13 til 23 måneder berørt av reformen og hadde ikke lenger rett til kontantstøtte i 2018 og 2019. Siden begge foreldrene må oppfylle botidskravet, gjelder det også rundt 2 300 barn med en norskfødt forelder og over 700 barn med en forelder født i et EU/EØS-land, selv om disse foreldrene ikke var definert som målgruppe for «sterkere intensiver til raskt å komme i arbeidsrettet aktivitet» (Innst. 368 L – 2016-2017, s. 8). I en tilleggsanalyse har vi sett nærmere på landbakgrunnen til foreldrene som er målgruppen for reformen.Innvandringsgrunn og landbakgrunn for innvandrere er i stadig endring, noe som fører til tilsvarende endringer i sammensetning av de berørte foreldrene. Sammenlignet med perioden før reformen ble innført, har andelen med foreldre fra Somalia gått ned (fra 9 % i 2015 til rundt 4 % i 2019), mens andelen har steget for de med foreldre fra Eritrea (fra 5 % til over 9 %) og Syria (fra rundt 3 % til nesten 14 %). Slike endringer i sammensetningen kan også påvirke inntektsnivået i disse gruppene.

For å avdekke om bortfall av rett til kontantstøtte hadde en merkbar innvirkning på husholdningsinntekten til de berørte barna og deres familier, har vi brukt ulike inntektsmål. Vi finner ingen merkbar økning eller endring i andel husholdninger som har yrkesinntekt som hovedinntektskilde eller antall personer som er yrkesaktive. Dette samsvarer med resultatene fra Lima med flere (2020), som brukte lignende, men separate mål for barnets mor og far. Videre undersøker vi om andelen husholdninger som mottar minst 1 000 kroner sosialhjelp per år har endret seg etter at reformen ble innført. Som forventet, finner vi en høyere andel sosialhjelpsmottakere blant de berørte husholdninger sammenlignet med andre småbarnsfamilier. I tillegg øker andelen i denne gruppen som mottar sosialhjelp fra 2015 til 2018, mens den går ned i 2019. Det tyder på at endringene i andelen sosialhjelpsmottakere ikke har noen systematisk sammenheng med innføringen av botidskravet.

Vi finner en lignende utvikling når vi ser på andelen husholdninger som ligger i . Figur 1 viser andelen av husholdninger med barn i kontantstøttealder i lavinntektsgruppen for årene 2016-2019 etter foreldrenes landbakgrunn og botid. Til høyre i figuren er gruppen som er omfattet av botidskravet fra juli 2017, mens de andre tre gruppene fungerer som kontrollgrupper. Figuren viser at barn i den berørte gruppen ofte bor i en husholdning med lav inntekt og at denne andelen øker fra rundt 40 % i 2015 til over 50 % i 2018, mens vi finner en svak reduksjon i 2019. På grunn av dette mønsteret konkluderer vi igjen med at utviklingen er uavhengig av innføringen av botidskravet.

Figur 1. Andel husholdninger med lavinntekt (EU60) blant familier med barn i alderen 13-23 måneder. Prosent

I tillegg kan husholdningene deles inn etter . Barn som er omfattet av botidskravet bor forholdsvis ofte i en husholdning som tilhører den laveste inntektskvartilen (gruppen til høyere i figur 2). Igjen observerer vi en stigende trend fra 2015 til 2018 for denne gruppen og en svak nedgang i 2019. Heller ikke her ser vi en sammenheng mellom innføringen av botidskravet og utviklingen i andelen som tilhører den laveste inntektskvartilen. Beregning av gjennomsnittsinntekter i de ulike gruppene, med bruk av ulike inntektsmål gir heller ingen klar indikasjon på at inntektene gikk ned for den berørte gruppen etter innføring av botidskravet. Over hele observasjonsperioden har den berørte gruppen en noe svakere lønnsvekst enn de andre gruppene (ikke vist). Fortløpende endringer i gruppesammensetningen kan spille en rolle her. Hvert år kommer nye innvandrere med ulik bakgrunn og forutsetninger for å delta i arbeidsmarkedet inn i denne gruppen, mens de som har oppnådd en botid på fem år i Norge trer fortløpende ut av denne gruppen. At ikke flere i denne gruppen responderer på bortfall av kontantstøtte med økt yrkesdeltakelse, kan skyldes ulike mekanismer. På den ene siden er mange av mødrene i denne gruppen ikke i jobb før fødselen og har dermed en svak tilknytning til arbeidslivet. En kort botid, som kan være assosiert med dårligere språkkunnskaper og lavere formell kompetanse, kan gjøre det vanskelig å få seg en jobb. Ifølge Lima med flere (2020) kan en annen forklaring være at mange berørte familier klarer seg med kun fars inntekt. Andel eninntektshusholdninger er forholdsvis høy i denne gruppen, og dette gjelder også etter at muligheten for å motta kontantstøtte har falt bort. En annen forklaringsmulighet kan være at noen innvandrere med kort botid fra land utenfor EU/EØS utsetter å få barn på grunn av regelendringene. Dermed kan det være et slags systematisk frafall i gruppen småbarnsfamilier som er berørt av reformen, noe som potensielt kan påvirke analysene av inntektsutviklingen.

Figur 2. Andel husholdninger i laveste inntektskvartil blant familier med barn i alderen 13-23 måneder. Prosent

Fødselsratene er i stadig endring, …

For å undersøke mulige endringer i fruktbarhetsatferd, tar vi utgangspunkt i alle bosatte kvinner i alderen 18 til 45 år i perioden 2015 til 2019. Vi ser på deres sannsynlighet til å få et første, andre, tredje eller fjerde barn. Med hensyn til deres fødeland og botid i Norge, skiller vi igjen på om de oppfyller botidskravet eller ikke (både før og etter reformen ble innført). Blant kvinner som allerede har barn, tar vi også hensyn til om partneren og/eller den andre forelderen oppfyller botidskravet eller ikke. Vi følger kvinnene over tid for å fange opp endringer i botid og fødsler på månedsbasis (for flere detaljer, se Dommermuth, Rogne & Syse 2022). Her må vi ta hensyn til at kontantstøtte kan utbetales når barnet fyller 13 måneder. Det betyr at foreldre med en botid på minst fire år eller 48 måneder ved en fødsel oppfyller botidskravet. Videre ble endringen i kontantstøtteloven annonsert i midten av juni 2017 og trådte i kraft nærmest umiddelbart den 1. juli 2017. Et svangerskap varer som regel ni måneder (eller 40 uker). Dermed antar vi at beslutninger om å få barn eller ikke, potensielt kan observeres gjennom endringer i fødselsratene i den berørte gruppen etter 1. april 2018.

Hvordan kan vi slå fast om reformen har hatt enn effekt på fødselsratene eller ikke? For det første kan vi anta at fødselsratene blant innvandrere med kort botid fra land utenfor EU/EØS ville vært like før og etter reformen, hvis botidskravet ikke hadde vært innført. Hvis vi derimot observerer en markant endring i fødselsratene etter 1. april 2018 kan det henge sammen med den omtalte lovendringen. Samtidig må vi utelukke at en slik endring kan være forårsaket av andre faktorer. For å fange opp dette, sammenligner vi utviklingen i fødselsraten til den berørte gruppen med fødselsratene til andre kvinner (kontrollgrupper). Vi definerer fire kontrollgrupper: (a) alle andre kvinner i samme alder, (b) andre kvinner med innvandringsbakgrunn, for å fange opp spesifikke endringer i fruktbarhetsratene blant innvandrere, (c) innvandrere fra land utenfor EU/EØS med lang botid for å fange spesifikke endringer i fruktbarhetsratene blant innvandrere fra disse landene og (d) innvandrere fra EU/EØS land med kort botid for å fange opp sammenhengen mellom kort botid og fruktbarhetsatferd blant innvandrere.

Figur 3 viser utviklingen i fødselsratene, som vi beregner som antall fødsler delt på antall kvinner i hver måned for den berørte gruppen og de fire kontrollgruppene. Her tar vi hensyn til første, andre-, tredje- og fjerdefødsler samtidig, men mønsteret er nokså likt hvis vi skiller mellom førstefødsler på den ene siden og høyere pariteter på den andre siden. Fødselsraten for den berørte gruppen svinger en del, siden gruppen består av forholdsvis få kvinner. Det gjør sammenligningen over tid og med kontrollgruppene mer krevende. I tråd med tidligere forskning ser vi at innvandrerkvinner med kort botid og fra land utenfor EU/EØS har forholdsvis høye fødselsrater.

Figur 3. Aggregerte fødselsrater (første- til fjerdefødsler) på månedsnivå for den berørte gruppen og fire kontrollgrupper før og etter innføring av botidskravet
Figur 3. Aggregerte fødselsrater (første- til fjerdefødsler) på månedsnivå for den berørte gruppen og fire kontrollgrupper før og etter innføring av botidskravet

I fire underfigurer sammenlignes månedlige fødselsrater for den berørte gruppen med ratene for fire kontrollgrupper. Fødselsratene for den berørte gruppen er høyere enn for kontrollgruppene, både før og etter reformtidspunktet. Kilde: Dommermuth, Rogne & Syse 2022.

Figur 3 viser ingen markant endring i fødselsraten til den berørte gruppen ni måneder etter at reformen ble innført i april 2018. Økningen i fødselsraten rett etter dette tidspunktet gjenspeiler en typisk økning av antall fødsler i vår- og/eller sommermånedene, som vi også kan observere året før. Senere i 2018 faller fødselsraten i den berørte gruppen, før den øker for så å falle igjen, men ikke til et lavere nivå enn i årene før reformtidspunktet. Dermed ser det ikke ut til at botidskravet har påvirket fødselsraten til den berørte gruppen i vesentlig grad.

I den første kontrollgruppen (grafen øverst til venstre i figur 3), som omfatter alle andre kvinner, følger fødselsratene et stabilt mønster gjennom året: Flere barn blir født om våren og sommeren sammenlignet med høsten og vinteren. I tillegg observerer vi en svak nedadgående trend gjennom hele observasjonsperioden. Dette samsvarer med nedgangen i fruktbarhetsraten i denne perioden. De andre kontrollgruppene består av ulike grupper innvandrerkvinner. Hovedbildet er at utviklingen i den andre og tredje kontrollgruppen viser en svakt nedadgående trend. Den fjerde kontrollgruppen omfatter bare kvinner født i EU/EØS-land med en lignende kort botid som den berørte gruppen. Det gir færre observasjoner og sterkere svingninger i fødselsratene. Men hovedbildet er at ratene sett samlet over årene er nokså stabile også for denne gruppen. Dette blir bekreftet når vi aggregerer fødselsratene på årsnivå, med april som bruddpunkt.

FiF-metoden brukes for å identifisere årsakssammenhenger i observasjonsdata hvor den sentrale uavhengige variabelen (her fruktbarhetsrater) påvirkes av en ekstern hendelse (i dette tilfellet en politisk reform) som kan betraktes som et naturlig eksperiment. Metoden ser på forskjeller i fruktbarhetsratene mellom den berørte gruppen og kontrollgruppen(e) før og etter reformen. Metoden bygger på forutsetningen om at fruktbarhetsratene ville utviklet seg likt i begge gruppene, dersom reformen ikke hadde funnet sted. Dersom fruktbarhetstrendene er parallelle i forkant av reformen, men endrer seg i ulik retning i etterkant av reformen, kan vi, med noen forbehold, tolke disse avvikene som en kausal effekt av reformen. Parallelle pre-reform-trender er dermed en grunnleggende forutsetning for FiF-modeller.

Figur 3 viser at fødselsratene til den berørte gruppen ikke utvikler seg parallelt med fødselsratene til de fire kontrollgruppene før reformtidspunktet. Dermed er forutsetningen av parallelle pre-reform-trender ikke oppfylt i våre data. Det betyr at resultatene fra våre FiF-modeller må tolkes med forsiktighet. Vi har anvendt ulike estimeringsstrategier for å undersøke robustheten i resultatene våre. For det første har vi prøvd å minimere svingninger i fødselsratene ved å estimere modeller på aggregerte data på måneds- og årsnivå (med skillepunkt 1. april). For det andre har vi estimert felles modeller for alle paritetsoverganger i tillegg til separate modeller for førstefødsler og høyere paritetsoverganger. For å undersøke betydningen av sammensetningsendringer, har vi estimert modeller på individnivå og kontrollert for kvinners fødeland og alder. I alle modellene har vi brukt de fire kontrollgruppene som er vist i figur 3.

… men innføringen av botidskravet ser ikke ut til å påvirke fruktbarhetsatferden

Samlet sett tyder våre deskriptive analyser av fødselsratene på at innføringen av botidskravet ikke hadde noen betydelig effekt på fruktbarhetsatferden til den berørte gruppen. For å undersøke dette ytterlige har vi også gjennomført flere ‘forskjell i forskjeller’ (FiF) analyser, som ofte brukes innenfor samfunnsvitenskap for å estimere årsakssammenhenger (Angrist & Pische 2009; Winship & Morgan 2007). Ingen av disse modellene viser tydelige eller stabile resultater som tyder på en signifikant eller sterk effekt av botidskravet på fødselsratene til den berørte gruppen. I noen modeller peker resultatene på en svak økning av fødselsratene i den berørte gruppen, som står i kontrast til antagelsen om at innvandrere ville utsette fødsler som følge av reformen. Vi antar at endringer i sammensetningen av gruppen over tid kan påvirke resultatene. Nærmere bestemt finner vi færre kvinner fra Somalia og flere kvinner fra Syria i den berørte gruppen etter reformen sammenlignet med i perioden før reformen. For å undersøke betydning av slike endringer i sammensetningen, har vi estimert tilsvarende FiF-modeller med utgangspunkt i individdata. Først estimerte vi modellene uten å kontrollere for landbakgrunn og alder, og deretter kontrollerte vi for disse to kjennetegnene. Som forventet ga modellene uten kontrollkjennetegn svært like resultater som modellene som tok utgangspunkt i aggregerte data. Når vi kontrollerte for landbakgrunn og alder, så vi ikke lenger noen tegn til at innføring av botidskravet kan ha ført til en økning i fruktbarheten blant kvinner som er berørt av reformen. Resultatene viser ingen forskjeller mellom den berørte gruppen sammenlignet med de første tre kontrollgruppene. Når vi sammenligner den berørte gruppen med innvandrerkvinner med lignende kort botid født i EU/EØS-land, viser resultatene av FiF-modellene en svak nedgang i fruktbarheten som følge av reformen for den berørte gruppen. Men endringen er liten (tilsvarende omtrent 0,0033 færre fødsler per kvinne per år) og må tolkes med forsiktighet siden forutsetningen for parallelle trender før reformen fortsatt ikke er oppfylt.

Vi konkluderer derfor med at innføringen av botidskravet for kontantstøtte ikke har ført til en betydelig endring i fruktbarhetsatferd blant kvinner som er omfattet av reformen. I tråd med tidligere analyser, finner vi ingen økning i yrkesdeltakelse som følge av reformen blant familiene som er omfattet av botidskravet. Til tross for dette finner vi heller ikke en markant økning i andelen lavinnteksthusholdninger eller husholdninger i laveste inntektskvartil. Det er imidlertid verdt å merke seg at berørte familier er sterk overrepresentert blant lavinntektshusholdningene.

Referanser

Angrist, J. D. & J.-S. Pischke. (2009). Mostly Harmless Econometrics. Princeton, NJ: Princeton University Press.

Arntsen, L., I. Lima & L. Rudlende. (2019). Hvem mottar kontantstøtte og hvordan bruker de den? Arbeid og velferd, 2019(3): 3-21. NAV. https://www.nav.no/no/nav-og-samfunn/kunnskap/analyser-fra-nav/arbeid-og-velferd/arbeid-og-velferd/hvem-mottar-kontantstotte-og-hvordan-bruker-de-den

Bakken, F. & S. Myklebø. (2010). Kontantstøttens utbredelse og foreldres preferanser for barnetilsyn. En studie av årskullene 1988-2008 og deres foreldre. NAV-rapport 1/2010. Arbeids og velferdsdirektoratet: Oslo. https://www.nav.no/no/nav-og-samfunn/kunnskap/analyser-fra-nav/nav-rapportserie/nav-rapporter/kontantstottens-utbredelse-og-foreldres-preferanser-for-barnetilsyn

Dommermuth, L., A.F. Rogne & A. Syse. (2022). The cash-for-care reform and immigrant fertility: Fewer babies or poorer families? Discussion Papers No. 993, Statistics Norway: Oslo. https://www.ssb.no/en/sosiale-forhold-og-kriminalitet/levekar/artikler/the-cash-for-care-reform-and-immigrant-fertility.fewer-babies-of-poorer-families

Drange, N. & M. Rege. (2013). Trapped at home: The effect of mothers’ temporary labor market exits on their subsequent work career. Labour Economics, 24: 125–136. https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0927537113000821

Hardoy, I. & P. Schøne. (2010). Incentives to work? The impact of a ‘Cash-for-Care’ benefit for immigrant and native mothers labour market participation. Labour Economics, 17(6): 963–974. https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0927537110000308

Hedding, B. (2016). Lavere sysselsetting blant mødre etter økt kontantstøttesats. Arbeid og velferd, 2016(3): 61–73. https://www.nav.no/no/nav-og-samfunn/kunnskap/analyser-fra-nav/arbeid-og-velferd/arbeid-og-velferd/lavere-sysselsetting-blant-modre-etter-okt-kontantstottesats

Lima, I., Arntsen, L., & L. Rudlende. (2020). Har innføringen av botidskrav for kontantstøtte medført økt sysselsetting. Arbeid og velferd, 2020(1): 39-57. NAV. https://www.nav.no/no/nav-og-samfunn/kunnskap/analyser-fra-nav/arbeid-og-velferd/arbeid-og-velferd/arbeid-og-velferd-nr.1-2020/har-innforingen-av-botidskrav-for-kontantstotte-medfort-okt-sysselsetting

Syse, A. (2018). Årsartikkel om lovendringer, lovforslag og stønader. Det femte blå statsbudsjettet etter stortingskompromisser – lovvedtak, stønader og lovforslag framsatt høsten 2017. Tidsskrift for familierett, arverett og barnevernrettslige spørsmål, 16(1): 5-49. https://www.idunn.no/doi/10.18261/issn.0809-9553-2019-01-02?cookieSet=1

Tønnessen, M. (2014). Fruktbarhet og annen demografi hos innvandrere og deres barn født i Norge. Rapporter, No. 2014/4. Statistisk sentralbyrå: Oslo/Kongsvinger. https://www.ssb.no/befolkning/artikler-og-publikasjoner/fruktbarhet-og-annen-demografi-hos-innvandrere-og-deres-barn-fodt-i-norge

Winship, C., & Morgan, S. L. (2007). Counterfactuals and Causal Inference: Methods and Principles for Social Research. Cambridge: Cambridge University Press.

 

Oppdragsgiver: Arbeids- og inkluderingsdepartementet