E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N
T I L L R I K S D A G E N	B E S L U T A D : 2 0 1 9 - 0 2 - 2 2
	D N R : 3 . 1 . 1 - 2 0 1 6 - 1 3 3 1
	R I R 2 0 1 9 : 9

Härmed överlämnas enligt 9 § lagen (2002:1022) om revision av statlig verksamhet m.m. följande granskningsrapport:

Trångboddhet

– konsekvenser för hälsa och skolresultat

Riksrevisionen har granskat effekterna av trångboddhet enligt trångboddhetsnorm 3. Resultatet av granskningen redovisas i denna granskningsrapport. Den innehåller slutsatser och rekommendationer som avser regeringen.

Riksrevisor Stefan Lundgren har beslutat i detta ärende. Revisionsdirektör Cecilia Enström Öst har varit föredragande. Revisionsdirektör Pathric Hägglund, revisor Kristina Karlsson samt enhetschef Anna Hessel har medverkat i den slutliga handläggningen.

Stefan Lundgren

Cecilia Enström Öst

För kännedom:

Regeringskansliet; Socialdepartementet

R I K S R E V I S I O N E N

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Innehåll

Sammanfattning och rekommendationer		5
1	Inledning	8
1.1	Bakgrund	8
1.2	Motiv till granskning	8
1.3	Syfte och frågeställningar	9
1.4	Bedömningsgrunder	9
1.5	Rapportens disposition	10
2	Bostadsbidrag och trångboddhet	11
2.1	Bostadsbidrag till barnfamiljer	11
2.2	Statliga riktlinjer och mål för trångboddhet	13
2.3	Trångboddhetens utveckling	15
3	Tidigare forskning om trångboddhet, hälsa och skolresultat	21
4	Metod	23
4.1	Analytiskt tillvägagångssätt	23
4.2	Beskrivning av den studerade populationen	25
4.3	Boyterestriktionen ökade trångboddheten	27
5	Effekter av ökad trångboddhet	28
5.1	Effekter för föräldern i hushållet	28
5.2	Effekter för barn i hushållet	31
5.3	Resultatens validitet	32
6	Slutsatser	35
Referenslista		36
Bilaga 1. Tabell		38

R I K S R E V I S I O N E N

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Sammanfattning och rekommendationer

Statens utgifter för bostadsbidrag har nästan halverats de senaste 20 åren, från 8,4 miljarder 19961 till 4,6 miljarder 20172. Detta är en konsekvens av ett flertal förändringar i bostadsbidragets utformning, bland annat införandet av en maximal bidragsgrundande boyta. Från att ha varit ett renodlat bostadspolitiskt instrument med syfte att garantera en god bostadsstandard för ekonomiskt svaga hushåll, har bostadsbidraget i dag två syften, ett bostadspolitiskt och ett familjepolitiskt. Bostadsbidraget har således ändrat fokus och består i dag av två delar3, det ska både garantera en god bostadsstandard och samtidigt utgöra ett inkomststöd för hushåll med hög försörjningsbörda i förhållande till sin inkomst.

Tidigare studier har visat att förändringen i bostadsbidragets fokus har bidragit till att trångboddheten i Sverige, definierad som norm 34, har ökat de senaste 20 åren.5 Trångboddhet är en fråga som regeringen tar på stort allvar.6 De risker som brukar nämnas i samband med trångboddhet är sämre hälsa och sämre skolresultat på grund av brist på studiero.7 Emellertid har inga empiriska studier konstaterat dessa negativa effekter. Det råder därmed stor osäkerhet kring vilka konsekvenser de senaste decenniernas växande trångboddhet har haft.

I denna granskning analyseras vilka effekter trångboddhet har med avseende på hälsa, vuxnas sjukfrånvaro och därmed användningen av socialförsäkringen, samt barns skolresultat. Granskningen syftar därmed till att öka kunskapen om samhällsekonomiska sidoeffekter av bostadsbidragets utformning, framför allt beträffande balansen mellan de bostadspolitiska och familjepolitiska målen.

Granskningens resultat

I granskningen visas att trångboddheten har ökat de senaste 20 åren. Ökningen är som störst bland förstagenerationsinvandrare. För dessa har trångboddheten

1 Riksförsäkringsverket, Socialförsäkringsboken 1999, s. 98, 1999.

2 Försäkringskassan, Socialförsäkringen i siffror, s. 34, 2018.

3 Prop. 2015/16:1 utg. omr. 12, s. 35, bet. 2015/16: SfU3, rskr. 2015/16:88.

4 Norm 3 är en statlig riktlinje för vad som anses vara lägsta acceptabla utrymmesstandarden. Normen säger att ett hushåll ska ha minst ett kök och ett vardagsrum, samt att varje familjemedlem ska ha eget sovrum (makar delar rum) för att inte betraktas som trångbott. Det innebär att ett hushåll med två barn minst ska bo i 4 rum och kök.

5 Se till exempel Enström Öst, Economic incentives, Housing allowance, and housing consumption: An unintended consequence of a shift in housing policy. Journal of housing economics, vol. 23, ss. 17– 27, 2014.

6

7

Prop. 2017/18:1 utg. omr. 9, s. 144.

Gove, Hughes och Galle (1979). Overcrowding in the home. An empirical investigation of its possible pathological consequences. American Sociological Review, vol. 44, no. 1, ss. 59–80, 1979; Goux och Maurin, The effect of overcrowding housing on children’s performance at school. Journal of Public Economics, vol. 89 no. 5–6, ss. 797–819, 2005.

R I K S R E V I S I O N E N

5

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

enligt norm 3 ökat från 29 procent till 37 procent. Samtidigt har trångboddheten bland hushåll med minst en förälder född i Sverige varit oförändrad under samma period. Trångboddheten är som väntat relativt vanligare i storstadskommuner. År 2016–2017 var trångboddheten 24–29 procent i storstadskommunerna och bara hälften, 14 procent, i övriga kommuner. Denna granskning visar också att trångboddhet är vanligast bland hushåll med de lägsta inkomsterna.

Resultaten i granskningen visar inte några tecken på att trångboddhet enligt norm 3 skulle ha några effekter på vare sig vuxnas eller barns hälsa, vuxnas sjukfrånvaro eller barns skolresultat. I analysen har effekterna av trångboddhet analyserats med avseende på barns och vuxnas vårdkonsumtion räknat som antal dagar som inlagd inom sluten vård, vuxnas sjukfrånvaro och användning av tillfällig föräldrapenning samt barnens avgångsbetyg från årskurs 9 respektive gymnasiet.

Resultaten är robusta även för striktare krav på vad som kvalificerar för trångboddhet och slutsatsen förändras inte om gränsen för att inte räknas som trångbodd i stället sätts till att varje person minst ska ha eget rum (makar delar rum) samt att det finns minst ett ytterligare rum (kök) i boendet. Det är dock rimligt att tro att det finns en nivå på trångboddhet som har negativa konsekvenser. Resultaten omfattar dock inte analys av effekter av en mer extrem trångboddhet. Granskningen visar emellertid att en mer extrem trångboddhet där fler än två personer delar sovrum har fördubblats under de senaste 20 åren, från cirka 2,5 till 5 procent av befolkningen.

Ingenting i den kvantitativa analysen tyder på att bostadsbidragets förändrade fokus inneburit högre kostnader inom till exempel vården och socialförsäkringen. Sammantaget ger resultaten inget stöd för att bostadsbidragets minskade bostadspolitiska fokus fått negativa konsekvenser för de som flyttade till för små boenden efter införande av boyterestriktionen.

Resultatet måste dock ses i ljuset av den relativt generösa trångboddhetsnormen. Norm 3 kan till exempel tyckas generös i relation till de satsningar inom bostadspolitiken som görs. Dessutom har Boverket konstaterat att normen inte används som det var tänkt när den infördes. Socialstyrelsen använder till exempel en mer restriktiv definition av trångboddhet än norm 3 i deras råd kring bedömning av ekonomiskt bistånd. Resultaten av Riksrevisionens granskning ger därför anledning att ifrågasätta om gällande trångboddhetsnorm är ändamålsenligt utformad, dels för att fungera som ett riktmärke för vad som ska betraktas som lägsta acceptabla utrymmesstandard, dels utifrån inriktningen på bostadsbidraget och slutligen också med utgångspunkt i de mål för bostadsbyggandet som riksdagen ställt sig bakom.

6	R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Rekommendationer

Mot bakgrund av det som framkommit i granskningen bedömer Riksrevisionen att bostadsbidragets nuvarande utformning avseende boyterestriktionen inte föranleder negativa samhällsekonomiska effekter och kan därmed anses vara motiverad. Samtidigt vill Riksrevisionen lyfta fram vikten av att trångboddhetsnormen är ändamålsenligt utformad.

Därför rekommenderar Riksrevisionen regeringen att:

• i samband med den pågående översynen av bostadsbidragets konstruktion se över både utformningen och tillämpningen av trångboddhetsnormen

• förtydliga syftet med trångboddhetsnormen, exempelvis med avseende på om den ska vara styrande inom såväl bostadspolitiken som social- och familjepolitiken

• följa utvecklingen och de samhällsekonomiska konsekvenserna av det som kan definieras som extrem trångboddhet.

R I K S R E V I S I O N E N

7

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

1 Inledning

1.1 Bakgrund

Statens utgifter för bostadsbidrag har nästan halverats de senaste 20 åren, från

8,4 miljarder 19968 till 4,6 miljarder 20179. Detta som en konsekvens av ett flertal förändringar i bostadsbidragets utformning, bland annat införandet av en maximal bidragsgrundande boyta. Från att ha varit ett renodlat bostadspolitiskt instrument med syfte att garantera en god bostadsstandard för ekonomiskt svaga hushåll, har bostadsbidraget i dag två syften, ett bostadspolitiskt och ett familjepolitiskt. Bostadsbidraget har således ändrat fokus och består i dag av två delar10, det ska både garantera en god bostadsstandard och samtidigt utgöra ett inkomststöd för hushåll med hög försörjningsbörda i relation till sin inkomst.

Denna granskning är den tredje i ordningen i en serie av granskningar från Riksrevisionen med bostadsbidraget i fokus. Tidigare granskningar (Riksrevisionen 2017:911 och Riksrevisionen 2018:412) har identifierat flera förbättringsområden som regeringen bedömt motiverar en översyn av bostadsbidragets regelverk. En utredning med syfte att se över bidraget tillsattes i augusti 2018.13 Förutom att undersöka hur träffsäkerheten kan förbättras samt hur risken för skuldsättning inom bostadsbidrag kan begränsas, ingår även i uppdraget att utreda hur bostadsbidragets syfte kan renodlas och tydliggöras och lämna förslag på lämpliga åtgärder. Föreliggande granskning kan utgöra ett viktigt underlag för utredningen vad gäller frågan om bostadsbidragets tudelade syfte.

1.2 Motiv till granskning

Tidigare studier har visat att förändringen i bostadsbidragets fokus har bidragit till att trångboddheten i Sverige har ökat de senaste 20 åren.14 Trångboddhet definieras enligt den så kallade norm 315, som är en statlig riktlinje för vad som

8 Riksförsäkringsverket, Socialförsäkringsboken 1999, s. 98, 1999.

9 Försäkringskassan, Socialförsäkringen i siffror, s. 34, 2018.

10 Prop. 2015/16:1 utg. omr. 12, s. 35, bet. 2015/16: SfU3, rskr. 2015/16:88.

11 Bostadsbidraget – ur ett fördelnings- och arbetsmarknadsperspektiv.

12 Återkrav av bostadsbidrag – lätt att göra fel.

13 Dir. 2018:97. Ökad träffsäkerhet och minskad skuldsättning inom bostadsbidrag och underhållsstöd, 2018. Uppdraget ska redovisas senast den 1 oktober 2020.

14 Se till exempel Enström Öst, Economic incentives, Housing allowance, and housing consumption: An unintended consequence of a shift in housing policy. Journal of housing economics, vol. 23, ss. 17– 27, 2014.

15 Norm 3 säger att ett hushåll ska ha ett kök och ett vardagsrum, samt att varje familjemedlem ska ha eget sovrum (makar delar rum) för att inte betraktas som trångbott.

8	R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

anses vara lägsta acceptabla utrymmesstandarden.16 Såväl regering som riksdag har påtalat att det kan finnas risker med trångboddhet och det är en fråga som regeringen tar på stort allvar.17 Som ett led i detta avsatte regeringen 50 miljoner 2017, 75 miljoner för 2018 samt 100 miljoner kronor från och med 2019.18

De risker som brukar nämnas i samband med trångboddhet är sämre hälsa på grund av högre smittorisk, sömnsvårigheter, brist på personlig integritet, sämre möjlighet till återhämtning och sämre skolresultat på grund av brist på studiero.19 Emellertid har inga empiriska studier lyckats påvisa ett orsakssamband mellan trångboddhet och hälsa. Det råder därmed stor osäkerhet kring vilka konsekvenser de senaste decenniernas växande trångboddhet har haft, exempelvis beträffande hälsa, användningen av socialförsäkringen och barns skolresultat.

1.3 Syfte och frågeställningar

I denna granskning analyseras vilka effekter trångboddhet har med avseende på hälsa, vuxnas sjukfrånvaro samt barns skolresultat. Syftet med granskningen är således att analysera om det ökade familjepolitiska fokuset och införandet av en boyterestriktion i bostadsbidraget har haft oönskade samhällsekonomiska konsekvenser.

Följande frågor besvaras inom ramen för granskningen:

• Har boyterestriktionen bidragit till trångboddhet?

• Har den ökade trångboddheten bidragit till försämrad hälsa och en ökad användning av socialförsäkringen?

• Har den ökade trångboddheten bidragit till försämrade skolresultat?

Förhoppningen är därmed att granskningen ska bidra till ökad kunskap om samhällsekonomiska sidoeffekter av bostadsbidragets utformning, framför allt beträffande balansen mellan de bostadspolitiska och familjepolitiska målen.

1.4 Bedömningsgrunder

Riksdagen har uttryckt en ambition att motverka trångboddhet och de risker som är förknippade med trångboddhet.20 Riksrevisionen granskar därför

16 Makar delar rum. SOU 1986:5. Bostadskommitténs slutbetänkande del 1, ss. 44–45, 1986.

17 Se till exempel prop. 2016/17:1 volym 1 avsnitt 1.8 s. 57; Prop. 2016/17:1 Utg. 18; bet. 2016/17:CU1; Prop. 2017/18:1 utg. omr. 9, s. 144.

18 Prop. 2016/17:1 utg. omr. 13, bet. 2016/17: AU1, rskr. 2016/17:114.

19 Gove, Hughes, och Galle, Overcrowding in the home. An empirical investigation of its possible pathological consequences. American Sociological Review, vol. 44, no.1, ss. 59–80, 1979; Goux, och Maurin. The effect of overcrowding housing on children’s performance at school. Journal of Public Economics, vol. 89 no. 5-6, ss. 797-819, 2005.

20 Prop. 2016/17:1 volym 1 avsnitt 1.8, bet. 2016/17: FiU20, rskr 2016/17:349.

R I K S R E V I S I O N E N

9

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

bostadsbidragets utformning med utgångspunkt i att bostadsbidragets konstruktion inte ska bidra till en trångboddhet som leder till ökad ohälsa, ökad användning av socialförsäkringen och sämre skolresultat.

Om granskningen visar att trångboddhet bidrar till negativa effekter i form av ökad ohälsa och sjukfrånvaro riskerar den rådande inriktningen inom ramen för bostadsbidraget att försvåra riksdagens och regeringens mål för sjukförsäkringen, det vill säga att sjukfrånvaron ska ligga på en långsiktigt stabil och låg nivå.21 Minskad sjukfrånvaro är också en målsättning i Sveriges handlingsplan för förändring mot ett hållbart samhälle, Agenda 2030.

Visar granskningen att bostadsbidragets utformning och den ökade trångboddheten bidragit till sämre hälsa, ökade utgifter i socialförsäkringen och sämre skolresultat, drar Riksrevisionen slutsatsen att förskjutningen av syftet inom ramen för bostadsbidraget haft oönskade konsekvenser och därmed inte är ändamålsenlig.

Om resultaten inte ger stöd för att några oönskade sidoeffekter har uppstått, bedömer i stället Riksrevisionen att avvägningen inom bostadsbidragets konstruktion mellan den bostadspolitiska och familjepolitiska målsättningen är motiverad.

1.5 Rapportens disposition

Resten av rapporten är disponerad på följande sätt. Kapitel 2 beskriver bostadsbidraget för barnfamiljer, statens riktlinjer för trångboddhet och trångboddhetens utveckling. I kapitel 3 presenteras tidigare forskning om trångboddhet och hälsa. Det analytiska tillvägagångssättet presenteras i kapitel 4 och i kapitel 5 presenteras resultaten. Rapporten avslutas med kapitel 6 där granskningens slutsatser redovisas.

21 Prop. 2015/16:1 volym 1 avsnitt 1 s.10 och ss. 29–32, bet. 2015/16: SfI1, rskr. 2015/16:87.

10 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

2 Bostadsbidrag och trångboddhet

2.1 Bostadsbidrag till barnfamiljer

Bostadsbidrag till barnfamiljer består av fyra delar: ett bidrag för bostadskostnaden, ett särskilt bidrag för hemmavarande barn, ett särskilt bidrag för barn som bor växelvis samt ett umgängesbidrag för barn som inte bor stadigvarande i hushållet.22 Storleken på bidraget är differentierat och beroende av antalet barn. Bidraget för bostadskostnaden är dessutom beroende av bostadskostnaden, upplåtelseformen, samt bostadsytan. Det maximala bostadsbidrag som ett hushåll kan vara berättigat till är summan av de olika bidragsdelarna. Bostadsbidrag är emellertid en inkomstprövad förmån och minskar om inkomsten överstiger ett visst belopp.

Syftet med bostadsbidraget är att ge ekonomiskt svaga hushåll möjlighet att hålla sig med goda och tillräckligt rymliga bostäder (det bostadspolitiska målet) och ge en ekonomisk grundtrygghet för barnfamiljer (det familjepolitiska målet).23 Detta uppnås i huvudsak via två mekanismer. Dels via en minskning i relativpris mellan bostad och annan konsumtion för dem som erhåller bidraget, dels via en inkomstutjämning mellan hushåll med och utan bostadsbidrag. Sänkt relativpris för boende ökar bostadskonsumtionen, det vill säga bostadsbidraget uppmuntrar hushållen att öka sin bostadskonsumtion eftersom bidraget sänker kostnaden. Storleken av denna effekt är beroende av hushållens priskänslighet och utbudet av lämpliga bostäder.

Betoningen av bostadsbidragets delmål har skiftat över tid.24 Fram till 1996 var målen främst inriktade på det bostadspolitiska syftet med stödet, det vill säga att höja bostadsstandarden för bidragstagare. I och med den reform av bostadsbidraget som genomfördes 1996–97, där bland annat en begränsning i den bidragsgrundande boytan infördes, skedde en tydlig förändring i bostadsbidragets fokus.25 Tidigare ändringar i bostadsbidragets utformning har haft som mål att garantera en hög boendestandard. I och med reformen 1996–97 tonades den bostadspolitiska målsättningen ner till fördel för den familjepolitiska. Denna ändring i fokus stärktes ytterligare när riksdagen 2007 tog beslutet att flytta bostadsbidraget från utgiftsområde 18, som hanterar frågor om bostadsförsörjning och bostadsbyggande, till utgiftsområde 12, som hanterar frågor om familjepolitiken. Förändringen i praktisk politik innebar att beredningsordningen

22 96 kap. 3§ SFB.

23 Prop. 1995/96:186 avsnitt 6.

24 Prop. 1992/93:174 ss. 14–15.

25 Boverket, Bostadsbidrag, ett rättvist bostadsstöd för barnen? s. 8, 2006.

R I K S R E V I S I O N E N

11

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

inom riksdagen flyttades från civilutskottet (och tidigare bostadsutskottet), som handhar bland annat bostadspolitiken, till socialförsäkringsutskottet, som handhar den ekonomiska familjepolitiken.26

2.1.1 Boyterestriktionen

Boyterestriktionen som infördes i bostadsbidraget 1997 innebär att hushåll inte får bostadsbidrag för den del av bostadskostnaden som avser bostadsytor över en viss gräns. Denna gräns är beroende av antalet barn i hushållet och är 80 kvm för hushåll med 1 barn, 100 kvm för 2 barn, 120 kvm för 3 barn, 140 kvm för 4 barn och 160 kvm för hushåll med 5 eller flera barn. Regeringens motivering till införandet av restriktionen var att det inte är rimligt att subventionera bostäder som i betydande grad överstiger trångboddhetsnorm 3, det vill säga bostäder där varje barn har eget sovrum och att det finns ett kök och vardagsrum.27 Boyterestriktionen uppskattades motsvara norm 3 översatt till antal kvadratmeter. Den bidragsgrundande boytan var emellertid 10 kvadratmeter generösare i propositionen än vad riksdagen slutligen beslutade om.28

När restriktionen infördes medförde den en sänkning av bostadsbidrag för hushåll med större boytor än restriktionen tillät. Den medförde emellertid också att relativpriset mellan boyta och bostadens övriga attribut, till exempel bostadens läge, minskade. Det innebär att det var fullt möjligt för ett hushåll att undvika en minskning i bostadsbidrag genom att minska boytan och öka sin konsumtion av andra bostadsattribut så att den totala bostadskostnaden förblev oförändrad. Ett hushåll som berörs av restriktionen kan till exempel flytta till en mindre bostad som är belägen i ett attraktivare läge och därmed undvika ett sänkt bostadsbidrag. Studier har visat att införandet av boyterestriktionen innebar att fler hushåll valde att flytta till mindre bostäder som uppfyllde kriteriet för trångboddhet.29

I diagram 1 redovisas andelen trångbodda hushåll med bostadsbidrag samt deras genomsnittliga boyta uttryckt i kvadratmeter per person. Från och med 1997, i samband med att boyterestriktionen infördes i bostadsbidragssystemet, sker en kraftig ökning av antalet trångbodda hushåll med bostadsbidrag, en ökning med cirka 15 procentenheter. Samtidigt sker en tydlig minskning av boyta per person i bidragshushållen, från i genomsnitt 55 till 45 kvadratmeter per person, det vill säga en minskning med omkring 20 procent. Trångboddheten fortsätter att öka

26 Bet. 2006/07:CU1y s3-4; Prop. 2006/07:100; bet. 2006/07: KU22; rskr. 2006/07:233.

27 Prop. 1995/96:186.

28 Bet. 1995/96: BoU11.

29 Se till exempel Enström Öst, Economic incentives, Housing allowance, and housing consumption: An unintended consequence of a shift in housing policy. Journal of housing economics. vol. 23, ss. 17– 27, 2014.

12 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

fram till 2005 för att sedan minska något medan boytan ligger relativt stabilt efter den kraftiga minskningen 1997.30

Diagram 1 Andel trångbodda (norm 3) och antal kvadratmeter per person för bostadsbidragstagare

Andel (%)		Kvadratmeter per
		person
60			40
50			35
			30
40			25
30			20
20			15
			10
10			5
0			0
	Andel trångbodda enligt norm 3	Antal kvm/pers

Källa: Egen bearbetning av data från Försäkringskassan över bostadsbidragstagare.

2.2 Statliga riktlinjer och mål för trångboddhet

Under 1940-talet var trångboddhet ett av de största hindren för befolkningstillväxt i Sverige.31 För att öka boendestandarden gjordes flera satsningar för att komma tillrätta med problemen. Bland annat antogs en utrymmesstandard som både skulle fungera som en vägledning vid bostadsbyggande och som en upplysning till familjer. Denna statliga riktlinje benämns i dag trångboddhetsnorm 1 och innebar att det skulle bo högst två personer i varje rum och att det skulle finnas ett kök, se

30 Det finns inga tillförlitliga siffror över antalet ensamstående med barn som bor trångbott och erhåller bostadsbidrag. Uppskattade siffror tyder emellertid på att majoriteten av ensamstående med barn som bodde trångbott erhöll bostadsbidrag när reformen i bostadsbidragssystemet genomfördes 1996–97. Från 2011 minskar denna siffra. En möjlig förklaring är att inkomstgränsen för bidragstagare inte höjts på 20 år och att hushåll som prioriterar annan konsumtion före bostaden fasas ur bostadsbidragssystemet. Från och med 1 januari 2017 höjdes inkomstgränsen i bostadsbidragssystemet från 117 000 till 127 000 kronor för ensamstående och från 58 500 till

63 500 för makar (se prop. 2016/17:1 utg. omr. 12, s. 34). Det var första gången sedan 1997 som inkomstgränsen höjdes. Inkomstgränserna höjdes igen 2018 till 135 000 kronor respektive 67 500 kronor. Inkomstgränserna höjs sedan successivt till år 2021. (se prop. 2017/18:6).

31 Boverket, Trångboddheten i storstadsregionerna, rapport 2016:28, 2016; SOU 1945:63. Bostadssociala utredningen del 1, 1945. Ekstam, Trångboddhet. Mellan bostadsstandard och boendemoral. Diss. Uppsala 2016, s. 39.

R I K S R E V I S I O N E N

13

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

tabell 1.32 År 1965 formulerades trångboddhetsnorm 2 som motiverades av att barnfamiljerna nu efterfrågade större bostäder. Enligt norm 2 skulle det inte bo fler än två personer per rum, därutöver skulle det finnas ett kök och ett vardagsrum.33 Trångboddhetsnorm 3 formulerades Enligt denna norm ska bostadsutbudet på sikt ge alla hushåll en möjlighet till kök och vardagsrum samt att varje hushållsmedlem har eget sovrum (makar delar sovrum).34

Avsikten med norm 3 var att den skulle fungera som ett enkelt men entydigt riktmärke för vad staten ansåg vara den lägsta acceptabla utrymmesstandarden.35 Vidare skulle normen fungera som ett kriterium vid bedömningen av vad som ansågs vara ett rimligt utrymmesbehov vid exempelvis bostadsförmedling eller vid utarbetandet av regler för bostadsbidrag. Normen skulle också vara ett riktmärke vid kommunernas bostadsplanering. I den proposition som utkom 1986 efter Bostadskommitténs stora utredning betonades den utrymmesstandard som innebär att varje barn ska ha möjlighet till eget rum, det vill säga norm 3.36 Norm 3 kopplades även här till bostadsbidraget och bidragstagarnas möjlighet att erhålla denna utrymmesstandard.

Tabell 1 Statliga riktlinjer för trångboddhet

Trångboddhetsnormer	Lägsta acceptabla utrymmesstandard
Norm 1	Det får maximalt bo två personer per rum och bostaden ska även
	ha ett kök.
Norm 2	Det får maximalt bo två personer per rum och det ska dessutom
	finnas ett kök och ett vardagsrum.
Norm 3	Alla i hushållet ska ha ett eget sovrum förutom makar som kan
	dela. Bostaden ska även ha ett kök och ett vardagsrum.
Extrem trångboddhet	Ingen vedertagen definition finns. SCB använder norm 2 för att
	illustrera en mer extrem trångboddhet än norm 3.

I en rapport från Boverket diskuteras huruvida den tredje normen har använts så som det var tänkt när den formulerades.37 Ingen av de stora bostadsförmedlingarna ger förtur på grund av trångboddhet. Socialstyrelsen tillämpar dessutom en restriktivare definition på trångboddhet än norm 3 vid

32 Prop. 1946:279, ss. 2–3; Se socialutskottets utlåtande 1956: Su238, s.3.

33 SOU 1965:32. Höjd bostadsstandard. Betänkande angivet av bostadsbyggnadsutredningen, s. 504, 1965.

34 SOU 1975:51. Bostadsförsörjning och bostadsbidrag. Slutbetänkande av boende- och bostadsfinansieringsutredningarna, s. 51, 1975.

35 SOU 1986:5. Bostadskommitténs slutbetänkande del 1, ss. 44–45, 1986.

36 Prop. 1986/87:48, s. 50, bet. 1986/87:BoU10.

37 Boverket, Trångboddheten i storstadsregionerna, rapport 2016:28, 2016; SOU 1945:63. Bostadssociala utredningen del 1, 1945.

14 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

bedömning av ekonomiskt bistånd38 och anser att barn bör kunna dela sovrum. Men trots de restriktioner som införts inom bostadsbidraget på 90-talet gjorde bostadsutskottet på eget initiativ ett tillkännagivande om bostadsbidragens roll som bostadspolitiskt instrument med syfte att även fortsättningsvis ge ekonomiskt svaga hushåll en chans att efterfråga goda och tillräckligt rymliga bostäder.39

Sammanfattningsvis har de statliga riktlinjerna för trångboddhet växt fram och förändrats över tid. Trångboddhetsnorm 1 användes vid införandet som en åtgärd för att öka befolkningstillväxten.40 Sedan dess har syftet med normen kommit att ändras. Trångboddhetsnorm 3 är den senast definierade statliga riktlinjen för trångboddhet.41 Det verkar emellertid råda en oklarhet kring vilken betydelse normen har i praktiken och hur den ska tillämpas eftersom normen inte tillämpas såsom avsågs när den infördes. En avsaknad av tydlighet vid införandet kan ha bidragit.

2.3 Trångboddhetens utveckling

Diagram 2 visar trångboddheten enligt norm 2 och 3 för befolkningen (samtliga individer) 16–84 år. Utvecklingen av trångboddhet enligt norm 2 påminner i hög grad om utvecklingen enligt norm 3. Det som däremot skiljer beroende på vilken definition av trångboddhet som används är nivån på andelen trångbodda. Vid användandet av norm 2 klassificeras en betydligt lägre andel som trångbodda. I båda fallen sjönk trångboddheten under 1980-talet för att sedan ligga på en stabil nivå kring 2,5 respektive 15 procent under 1990-talet. Sedan 1997, när boyterestriktionen infördes i bostadsbidragssystemet, har trångboddheten ökat. Åren 2016–2017 ansågs cirka 5 procent vara trångbodda enligt norm 2 vilket kan jämföras med cirka 17 procent då norm 3 tillämpas.

Eftersom det inte finns någon officiell definition på det som brukar benämnas extrem trångboddhet, är norm 2 den definition SCB använder för att beskriva en mer extrem trångboddhet. Diagram 2 visar att denna mer extrema trångboddhet har ökat och i princip dubblerats under de senaste 20 åren.

38 Socialstyrelsens allmänna råd om ekonomiskt bistånd (SOSFS 2013:1).

39 Bet. 1995/96: BoU11.

40 Ekstam, Trångboddhet. Mellan bostadsstandard och boendemoral. Diss. Uppsala 2016, s. 38.

41 Det finns en ytterligare definition på trångboddhet som används av den Europeiska unionens statistikorgan, Eurostat. Enligt den definitionen anses barn, beroende på ålder, kunna dela rum.

R I K S R E V I S I O N E N

15

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Diagram 2 Trångboddhet (norm 2 och norm 3) för befolkningen 16–84 år

Andel (%) 25

20

15

10

5

0

Norm 2

Norm 3

Anm.: Under 2006 bytte SCB datainsamlingsmetod från besöksintervjuer till telefonintervjuer vilket kan ha påverkat indikatorer för 2006–2007. Observationer för 2006–2007 har därför exkluderats.

Källa: SCB.

Ökningen av trångbodda enligt norm 3 gäller både ensamstående och sammanboende med barn, se diagram 3. Det är dock en betydligt större andel av ensamstående med barn som är trångbodda än makar med barn. Ökningen i trångboddhet sedan 1997 har också varit något större för ensamstående med barn, motsvarande 40 procent jämfört med 26. År 2016–2017 var nästan 50 procent av de ensamstående med barn trångbodda. Samma siffra för makar med barn var cirka 22 procent.42

42 Noteras bör dock att barn med växelvis boende i statistiken enbart räknas till det hushåll där det är folkbokfört.

16 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Diagram 3 Trångboddhet (norm 3) för ensamstående och sammanboende med barn

Andel (%) 60

50

40

30

20

10

0

Sammanboende med barn

Ensamstående med barn

Anm.: Under 2006 bytte SCB datainsamlingsmetod från besöksintervjuer till telefonintervjuer vilket kan ha påverkat indikatorer för 2006–2007. Observationer för 2006–2007 har därför exkluderats.

Källa: SCB.

I diagram 4 redovisas utvecklingen av trångboddhet uppdelad efter om individen är född i Sverige eller inte samt om föräldrarna är födda i Sverige eller inte. Hushåll med två föräldrar födda i Sverige har en trångboddhet på knappt 11 procent 2016–2017 vilket innebär att det är den grupp som har lägst trångboddhet. Det är också den grupp för vilken trångboddheten legat relativt konstant de senaste 20 åren.

Utrikes födda samt individer födda i Sverige med två utrikes födda föräldrar tillhör den grupp som har högst andel trångbodda 2016–2017. Av dessa uppvisar utrikes födda den största ökningen, från 29 till 37 procent under de senaste tio åren. För gruppen födda i Sverige med två utrikes födda föräldrar har trångboddheten sedan slutet på 90-talet ökat från cirka 32 till 34 procent 2016–2017.

R I K S R E V I S I O N E N

17

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Diagram 4 Trångboddhet (norm 3) i befolkningen (individer ålder 16–84 år) efter födelseland och föräldrars födelseland

Andel (%) 45 40 35 30 25 20 15 10 5 0

Utrikes födda

Inrikes födda med två inrikes födda föräldrar

Inrikes födda med en inrikes och en utrikes född förälder

Inrikes födda med två utrikes födda föräldrar

Anm.: Under 2006 bytte SCB datainsamlingsmetod från besöksintervjuer till telefonintervjuer vilket kan ha påverkat indikatorer för 2006–2007. Observationer för 2006–2007 har därför exkluderats.

Källa: SCB.

I diagram 5 redovisas trångboddhetens utveckling (norm 3) i Stockholm, Göteborg och Malmö och ett genomsnitt av övriga kommuner. Andelen trångbodda individer i de tre storstadskommunerna är högre än i övriga kommuner. I övriga kommuner har trångboddheten legat på en stabil nivå på omkring 14 procent sedan mitten på 1980-talet. I storstadskommunerna har trångboddheten varierat i en högre grad. Åren 2016–2017 låg trångboddheten på 24–29 procent i dessa kommuner. Störst ökning ses i Malmö som ökar från 20 procent 1996–1997 till 25 procent 2016–2017.

18 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Diagram 5 Trångboddhet (norm 3) i befolkningen (individer ålder 16–84 år) efter kommun

Andel (%) 35

30

25

20

15

10

5

0

Stockholms kommun	Göteborgs kommun
Malmö kommun	Övriga kommuner

Anm.: Under 2006 bytte SCB datainsamlingsmetod från besöksintervjuer till telefonintervjuer vilket kan ha påverkat indikatorer för 2006–2007. Observationer för 2006–2007 har därför exkluderats.

Källa: SCB.

Diagram 6 visar andelen trångbodda individer uppdelat efter inkomstkvintiler, det vill säga befolkningen indelad i fem inkomstgrupper där varje kvintil omfattar 20 procent av befolkningen. Till kvintil 1 hör den tjugondel som har de lägsta disponibla inkomsterna och till kvintil 5 hör den tjugondel som har de högsta disponibla inkomsterna.

Som väntat är trångboddheten högst för individer i den lägsta inkomstkvintilen. Där har trångboddheten ökat kraftigt sedan 1980-talet med motsvarande 58 procent, från 24 till 38 procent. Ökningen sedan 1996–1997 då ytrestriktionen infördes motsvarar cirka 11 procent. Trångboddheten är som lägst för individer i den högsta inkomstkvintilen. För dessa har trångboddheten snarare minskat sedan 1980-talet, från 5 till 4 procent.

R I K S R E V I S I O N E N

19

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Diagram 6 Andel trångbodda (norm 3) i befolkningen (individer ålder 16–84 år) redovisat efter inkomstkvintiler

Andel (%) 40

35

30

25

20

15

10

5

0

Kvintil 1

Kvintil 2

Kvintil 3

Kvintil 4

Kvintil 5

Anm.: Under 2006 bytte SCB datainsamlingsmetod från besöksintervjuer till telefonintervjuer vilket kan ha påverkat indikatorer för 2006–2007. Observationer för 2006–2007 har därför exkluderats.

Källa: SCB.

20 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

3 Tidigare forskning om trångboddhet, hälsa och skolresultat

Trångboddhet kan på teoretisk grund förväntas ha en negativ inverkan på hälsa och barns skolresultat. De risker som brukar nämnas i samband med trångboddhet är sämre hälsa på grund av högre smittorisk, sömnsvårigheter, brist på personlig integritet, sämre möjlighet till återhämtning och sämre skolresultat på grund av bristande studiero.43 Trots att flera studier visar att det finns ett samband mellan trångboddhet och ohälsa finns det inte några svenska studier som på ett trovärdigt sätt lyckats påvisa ett orsakssamband mellan trångboddhet och hälsa. Det finns inte heller några tidigare studier med fokus på hur boendes hälsa förändras över tid i samband med en flytt till eller från en trångbodd bostad.

Inom medicinsk och socialpsykologisk forskning finns exempel på studier av samband mellan trångboddhet och olika hälsoaspekter.44 I de här studierna har framför allt positiva samband mellan trångboddhet och psykisk ohälsa påvisats, även om dessa inte har visat sig vara särskilt starka, samt samband mellan trångboddhet och ökad risk för övre luftvägssjukdomar. Även samband mellan trångboddhet och en högre mortalitet har observerats hos vuxna. Resultaten från dessa studier har dock ifrågasatts. Boendeförhållanden är komplexa och det är nödvändigt att särskilja effekten av trångboddhet från socioekonomiska faktorer samt aspekter som rör bostadens kvalitet.45 Kritikerna menar att de påvisade

43 Gove, Hughes och Galle, Overcrowding in the home. An empirical investigation of its possible pathological consequences. American Sociological Review, vol. 44, no. 1, ss. 59–80, 1979; Goux, och Maurin, The effect of overcrowding housing on children’s performance at school. Journal of Public Economics, vol. 89, no. 5–6, ss. 797–819, 2005.

44 Se till exempel Gove, Hughes och Galle, Overcrowding in the home. An empirical investigation of its possible pathological consequences. American Sociological Review, vol. 44 no. 1, ss. 59–80, 1979; Britten, Davies och Colley, Cough and Peak Expiratory Flow Rate in 36 Year Old Men and Women, British Journal of Medicine, vol. 294, no. 6583, ss. 1317–1320, 1987; Evans, Palsane, Lepore och Martin, Residential Density and Psychological Health: The Mediating Effects of Social Support. Journal of Personality and Social Psychology vol. 57 no. 6, ss. 994–999, 1989: Barker, Coggon, Osmond och Wickham, Poor housing in childhood and high rates stomach cancer in England and Wales. British Journal of Cancer, vol. 61 no. 4, ss. 575–578, 1990.; Mann, Wadsworth och Colley, Accumulation of Factors Influencing Respiratory Illness in Members of a National Birth Cohort and Their Offspring, Journal of Epidemiology and Community Health, vol. 46, ss. 286–292, 1992.; Kearns, Worried Sick about Housing: Extending the Debate on Housing and Health, Community Mental Health in New Zealand, vol. 9, no. 1 April, 1995, och Evans, Lercher och Kofler. Crowding and children’s mental health: The role of house type. Journal of environmental psychology, vol. 22, no. 3, ss. 221–231, 2002.

45 Boverket, Trångboddhet i storstadsregionerna, Rapport 2016:28, 2016.

R I K S R E V I S I O N E N

21

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

hälsoproblemen i tidigare studier snarare är en effekt av andra faktorer såsom mögel, fukt, arbetslöshet eller låg inkomst snarare än en effekt av trångboddhet.46

Det finns en fransk studie om boendeförhållanden och skolresultat som använder en mer avancerad statistisk metod.47 De finner att barn med många syskon presterar sämre i skolan än barn med få syskon vilket i huvudsak verkar bero på att de bor mer trångt. Denna studie utgår emellertid inte från en fördefinierad trångboddhetsnorm utan utgår ifrån antal individer per rum när undersökningspersonerna är 15 år. En studie från Taiwan visar också att tillgången till privat utrymme ökar sannolikheten att påbörja högre studier.48

Centrum för arbets- och miljömedicin (CAMM) vid Stockholms läns landsting, har också uppmärksammat den bristande kunskapen vad gäller trångboddhet och dess effekter och har därför i samarbete med Transkulturellt centrum, ett kunskapscentrum som arbetar på uppdrag av Stockholms läns landsting, inlett ett projekt där de ska intervjua personer inom olika yrkeskategorier som kan komma i kontakt med barn som bor trångbott. De avser att via intervjuer samla kunskap om trångboddhetens effekter på barn och ungdomars hälsa och miljö.49

46 Se till exempel Booth, Johnson och Edwards, In Pursuit of Pathology: The Effects of Human Crowding. American Sociological Review, vol. 45, no. 5, ss. 873–878, 1980; Lowry, Noise, Space and Light, British Medical Journal vol. 299, ss. 1439–1442, 1989; Smith, Health Status and the Housing System. Social Science & Medicine, vol. 31, no. 7, ss. 753–762, 1990.

47

48

49

Goux, och Maurin, The effect of overcrowding housing on children’s performance at school. Journal of Public Economics, vol. 89, no. 5-6, ss. 797-819, 2005.

Lien, Wu och Lin New evidence on the link between housing environment and children’s educational attainments. Journal of Urban Economics, vol. 64, no. 2, ss. 408–421, 2008.

Centrum för arbets- och miljömedicin. Stockholms läns landsting. Hur påverkar trångboddhet barns hälsa och skolgång? 2018. http://camm.sll.se/aktuellt/hur-paverkar-trangboddhet-barns-halsa-och- skolgang/ (Hämtad 2018-11-19)

22 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

4 Metod

Avsnittet inleds med en beskrivning av det analytiska tillvägagångssätt som tillämpas för att besvara frågan om vilka konsekvenser trångboddhet har för vuxna och barn i hushållet. Därefter presenteras den population som studeras och resultaten. Data över bostadsbidragstagare med detaljerad information om hushållens boendesituation har inhämtats från Försäkringskassan. Från Försäkringskassan har också hämtats uppgifter om användningen av sjukrespektive föräldraförsäkringen (tillfällig föräldrapenning, TFP). Analyser av hälsa bygger på data från Socialstyrelsen och uppgifter från patientregistret. Avslutningsvis har information om skolbetyg respektive personspecifika uppgifter om ålder, utbildningsnivå och sysselsättning, inhämtats från SCB.

4.1 Analytiskt tillvägagångssätt

För att analysera hur trångboddheten påverkat hälsan för en person som är trångbodd behöver man ställa sig frågan hur hälsan hade sett ut om personen inte varit trångbodd. Den omvända frågan måste ställas för den person som inte varit trångbodd. En jämförelse av hälsan mellan personer som varit, respektive inte varit, trångbodda ger sannolikt inget svar på frågan om trångboddhetens effekter. Orsaken är att det kan finnas systematiska skillnader mellan personer som bor olika stort som är kopplade till deras hälsa. En större och dyrare bostad är exempelvis förknippat med såväl högre inkomst som högre utbildning, faktorer som i sin tur är associerade med bättre hälsa.50 Eftersom vi har tillgång till information om både inkomst och utbildning skulle man kunna justera för dessa skillnader i en analys av trångboddhetens effekter. Problemet är dock att vi inte kan vara säkra på att det inte finns andra faktorer som vi inte kan observera och justera för, som påverkar resultaten. Därmed blir resultaten svårtolkade.

För att eliminera risken för att bakomliggande faktorer snedvrider resultaten skulle man ur ett utvärderingsperspektiv helst vilja genomföra ett experiment där slumpen styrde vilka hushåll som skulle vara trångbodda och inte. I en sådan situation skulle hushållen vara helt jämförbara, och eventuella skillnader som uppstod efter att trångboddheten trädde in till fullo kunna hänföras till trångboddheten i sig.

I praktiken är det emellertid inte möjligt att låta slumpen bestämma vilka som ska vara trångbodda och inte. Möjligheterna att på ett trovärdigt sätt analysera dess effekter är därför avhängigt att det uppstått en experimentliknande situation på naturlig väg, det vill säga ett så kallat naturligt experiment. Ett exempel på ett sådant kan vara att en ny regel införs som påverkar vissa hushålls sannolikhet att bli

50 Se exempelvis Folkhälsomyndigheten. Ekonomisk standard. 2019. https://www.folkhalsomyndigheten.se/folkhalsorapportering-statistik/folkhalsans- utveckling/livsvillkor/ekonomisk-standard/, (Hämtad 2019-01-02).

R I K S R E V I S I O N E N

23

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

trångbodda men inte andra. Det är en sådan situation som utnyttjas i denna granskning.

Som beskrevs i avsnitt 2.3.1 infördes den 1 januari 1997 en restriktion i bostadsbidragssystemet som innebar att hushåll inte längre blev kompenserade för boytor över en viss gräns. Det innebar att de som bodde relativt stort fick mindre i bostadsbidrag och därmed incitament att byta till ett mindre boende.

I analysen kommer i ett första steg att analyseras hur reformen i bostadsbidrags– systemet påverkade hushållens sannolikhet att flytta till trångboddhet. I en tidigare studie konstaterades en statistiskt säkerställd ökning av hushåll som blev trångbodda som en konsekvens av den införda boyterestriktionen.51 Den ökade trångboddheten återfanns bland hushåll som fick sänkt bostadsbidrag, och därmed bodde större än det restriktionen medgav. På grund av restriktionen flyttade dessa hushåll till boenden som innebar trångboddhet.

I ett andra steg används resultatet från steg ett för att analysera vilka effekter trångboddheten hade för individer i hushåll som efter boyterestriktionens införande flyttade till boenden som enligt trångboddhetsnorm 3 uppfyllde kraven för trångboddhet. Ett centralt antagande i analysen är att hushåll som påverkades av reformen inte skiljer sig från dem som inte påverkades. Antagandet kan inte utan vidare antas vara uppfyllt eftersom hushåll som påverkades av reformen i genomsnitt hade ett större boende än övriga. Hushåll i jämförelsegruppen kommer därför att avgränsas till dem vars boendeyta låg precis (max 5 kvm) under boyterestriktionen. På så vis torde de i högre utsträckning vara lika de hushåll vars boyta låg över restriktionen, och som fick sänkt bostadsbidrag.

Betydelsen av eventuellt återstående skillnader i bakomliggande faktorer mellan hushåll som påverkades respektive inte påverkades av boyterestriktionen, analyseras och testas för på olika sätt. För det första kommer så kallade placeboanalyser att genomföras. I sådana analyseras effekterna i en eller flera perioder före reformen, det vill säga då några skillnader (effekter) mellan grupperna inte ska förekomma. Om inga effekter konstateras i placebo-analyserna stärks den kausala tolkningen av de eventuella skillnader som framträder mellan grupperna efter reformens införande.

För det andra kommer i vissa fall en alternativ analysstrategi att tillämpas för att mäta effekterna, en så kallad skillnad i skillnad-analys. Även denna analys beaktar såväl observerbara som icke-observerbara skillnader mellan grupperna men på ett lite annat sätt än i huvudanalysen. Om resultaten från denna alternativa analysansats överensstämmer med huvudresultaten stärks trovärdigheten i våra resultat.

51 Enström Öst, Economic incentives, Housing allowance, and housing consumption: An unintended consequence of a shift in housing policy. Journal of housing economics, vol. 23, ss. 17–27, 2014.

24 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Eftersom uppgifter om trångboddhet endast återfinns i registret för bostadsbidrag, är analysen är avgränsad till hushåll som mottog bostadsbidrag 1996 och 1997.52 I vilken utsträckning hushåll som lämnar bostadsbidragssystemet också förändrar sin status beträffande trångboddhet har vi ingen uppgift om. I analysen görs därför ett antagande om att status beträffande trångboddhet 1997, också gällde de kommande fem åren som uppföljningsperioden avser. Dessa huvudresultat kommer emellertid att jämföras med resultat där endast de som kvarstår i bostadsbidrag analyseras.

4.2 Beskrivning av den studerade populationen

Som konstateras ovan avgränsas analysen till hushåll som mottog bostadsbidrag under 1996 och 1997 och som hade en boendeyta som understeg boyterestriktionen med som mest fem kvadratmeter. Endast ensamhushåll boende i hyresrätt inkluderas, det vill säga hushåll där endast en förälder bor. Orsaken till detta är att makar med barn samt boende i äganderätt också påverkades av andra regelförändringar i bostadsbidragssystemet samtidigt som boyterestriktionen infördes. Dessutom är ensamstående med barn i hyresrätt den grupp som har högst trångboddhet. Inget av hushållen i urvalet kvalificerade som trångbodda 1996.

Hushållen, eller snarare föräldrarna i hushållen, presenteras närmare i tabell 2. En uppdelning har gjorts mellan hushåll som fick sänkt bostadsbidrag som en konsekvens av boyterestriktionen (reformgrupp), och de som inte fick det (jämförelsegrupp). Som framgår i tabellen är dessa hushåll i genomsnitt mycket lika, även om statistiskt säkerställda skillnader finns. I mer än nio av tio hushåll var föräldern en kvinna, och genomsnittsåldern var omkring 40 år. Föräldrar i hushåll som påverkades av reformen hade i något högre utsträckning (29 jämfört med 26 procent) en eftergymnasial utbildning och också i genomsnitt något högre disponibel inkomst. En jämförelse för åren som föregick reformen 1997 visar att hushåll som bodde större hade omkring 5 000 kronor, eller drygt 3 procent, högre inkomst på årsbasis än dem som bodde mindre. Majoriteten (63 procent) hade en anställning i november månad 1996, och i genomsnitt fanns 1,3 barn i varje hushåll.

Noterbart är att hushåll som bodde större och hade högre inkomster också hade en högre bidragsgrundande boendekostnad, cirka 4 900 jämfört med 4 400 kronor

52 Detta gäller tiden innan det så kallade lägenhetsregistret fanns. Lägenhetsregistret är ett nationellt register över alla bostadslägenheter. Registret förvaltas av Lantmäteriet och SCB erhåller lägenhetsuppgifter från Lantmäteriet för att producera löpande statistik. Det nationella registret finns från och med 2012.

R I K S R E V I S I O N E N

25

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

per månad.53 Detta förändrades i och med reformen. Bland dem som påverkades av reformen var den genomsnittliga bidragssänkningen 3 400 kronor per år med en median på 2 330 kronor. I förhållande till hushållens disponibla inkomst 1996 förlorade hushållen i urvalet således knappt tre procent i genomsnitt.

Tabell 2 Beskrivande statistik över hushållen i urvalspopulationen (ensamhushåll)

	Boyta över		Boyta under		t-värde
	boyterestriktion 1996		boyterestriktion 1996
	(reformgrupp)		(jämförelsegrupp)
Man		0,09		0,09	-0,24
Ålder	40,5	(8,18)	39,1	(8,10)	12,67
Högsta utbildningsnivå
Grundskola		0,08		0,07	1,59
Gymnasial		0,63		0,67	-5,60
Eftergymnasial		0,29		0,26	5,05
I arbete (november 1996)		0,63		0,63	1,13
Född utrikes		0,20		0,20	-0,31
Bostadslän
Stockholm		0,26		0,24	2,00
Västra Götaland		0,14		0,12	3,55
Skåne		0,13		0,15	-4,77
Disponibel inkomst åren före
reformen (tkr)
1994	152,3	(41,7)	145,6	(40,0)	11,41
1995	150,4	(34,6)	144,2	(33,6)	12,79
1996	150,8	(34,5)	145,6	(31,5)	11,15
Antal barn	1,31	(0,54)	1,25	(0,49)	7,56
Boyta	92,0	(26,3)	81,8	(9,96)	37,07
Bostadsbidragsgrundande	118,1	(50,2)	115,0	(49,3)	4,28
inkomst, 1996 (tkr)
Bidragsgrundad	4 872 (1163)		4 400 (797)		34,13
boendekostnad, 1996 (kr)

Anm.: Antal observationer, hushåll i behandlingsgrupp: 11 817, hushåll i jämförelsegrupp: 8 295. Standardavvikelse inom parentes.

53 I analysen kontrolleras för skillnader i bakomliggande faktorer. Om inkomster och hälsa korrelerar positivt och skillnaden i hälsa inte till fullo fångas av inkomsten, skulle en negativ hälsoeffekt av trångboddhet underskattas.

26 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

4.3 Boyterestriktionen ökade trångboddheten

I tabell 3 presenteras resultaten från en analys av hur boyterestriktionens införande påverkade sannolikheten att bli trångbodd enligt norm 3. I de två första resultatkolumnerna presenteras resultaten från skattningar av placebo-reformer, det vill säga reformer som inte genomfördes åren som föregick reformen. Detta för att undersöka validiteten gällande resultaten för den riktiga reformen.

Resultatet från den faktiska reformen presenteras i kolumn 4. Den visar att införandet av boyterestriktionen ökade trångboddheten, på så vis att de som fick mindre i bostadsbidrag i högre utsträckning än andra flyttade till ett mindre boende som uppfyllde kriterierna för trångboddhet. Skillnaden är statistiskt säkerställd och uppgår till 1,9 procentenheter eller 20 procent.54

Om det finns faktorer som styr sannolikheten att flytta till trångboddhet men som inte kan fångas i våra register, finns en risk att resultatet för reformåret inte fångar reformen i sig, utan någonting annat. Ett sätt att testa om så är fallet är att upprepa analysen för år då någon reform inte genomfördes. Inget av resultaten som avser placebo-reformerna (kolumn 2 och 3) uppvisar några statistiskt säkerställda skillnader mellan motsvarande grupper ett och två år innan reformen. Placebo-resultaten stärker alltså tolkningen att den boyterestriktion som infördes 1997 de facto hade betydelse för trångboddheten.55

Tabell 3 Effekt av boyterestriktion på trångboddhet

	1994/1995		1995/1996			1996/1997 (reform)
	Estimat	(st.fel)		Estimat	(st.fel)	Estimat	(st.fel)
Effekt	0,002	(0,003)		0,001	(0,002)	0,019***	(0,004)

Anm.: Resultat från skattningar av linjära sannolikhetsmodeller där trångboddhet (1/0) skattats som en funktion av att ha en boyta över boyterestriktionen. I analyserna har kontrollerats för förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, antal barn i hushållet, disponibel inkomst föregående år, sysselsättning i november föregående år samt län. Antal hushåll, 1994/1995:

26 595, 1995/1996: 45 552, 1996/1997: 20 112.

54 Bland hushåll som påverkades av reformen (reformgrupp) var 10,9 procent trångbodda 1997. Motsvarande andel i jämförelsegruppen var 9,3 procent. Inga hushåll i urvalet var trångbodda 1996.

55 Analyser utan kontroll för bakomliggande faktorer ger liknande resultat som de som presenteras. Enström Öst (2014) drog på basis av en skillnad i skillnad-analys samma slutsats som här, det vill säga att införandet av boyterestriktionen ökade trångboddheten bland dem som fick minskat bostadsbidrag.

R I K S R E V I S I O N E N

27

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

5 Effekter av ökad trångboddhet

I detta avsnitt presenteras resultat med avseende på vilka effekter den ökade trångboddheten hade med avseende på föräldrarnas hälsa (antal dagar som inlagd inom sluten vård) samt sjukfrånvaro (sjukpenning respektive sjuk- och aktivitetsersättning) och tillfällig föräldrapenning (vård av barn). Därutöver presenteras hur barnen i hushållen påverkades med avseende på hälsa (antal dagar som inlagd inom sluten vård) samt skolresultat från såväl grundskola som gymnasium. Noterbart är att resultaten fångar såväl lättare (sjukpenning, tillfällig föräldrapenning) som mer allvarlig (dagar som inlagd inom sluten vård) ohälsa. Resultaten avser hushåll som påverkades av förändringen som infördes i bostadsbidragssystemet 1997.

Uppföljningsperioden för samtliga utfall är 1996, det vill säga ett år före reformen, till och med 2002, alltså fem år efter reformen. Genom att analysera skillnader mellan grupperna före reformen ges en uppfattning om huruvida grupperna är balanserade, det vill säga att inga systematiska skillnader föreligger redan från början. Detta är viktigt för tolkningen av resultaten i efterperioden. För att kunna säga att trångboddheten haft effekt vill vi se ett mönster som tydligt avviker från föreperioden.

5.1 Effekter för föräldern i hushållet

I kolumn 2 i tabell 4 redovisas effekterna av trångboddhet på antalet vårddagar för den vuxna i hushållet.56 Trots en viss negativ skillnad, det vill säga förbättrad hälsa för de som blev trångbodda enligt våra mått, återfanns ingen statistiskt säkerställd skillnad mellan grupperna året före reformen. Med andra ord är grupperna att betrakta som balanserade. Åren efter reformen återfinns negativa och statistiskt säkerställda skillnader mellan grupperna två av åren, 1997 och 1999. Resultaten indikerar att trångboddheten skulle ha minskat antalet vårddagar med 13 respektive 20 dagar. Resultaten är emellertid svårtolkade, dels eftersom statistiskt säkerställda skillnader bara återfinns två av åren, dels eftersom en negativ skillnad

56 Analyserna avser 2SLS-skattningar (”Two-stage least squares”) där första steget för individ i

specificeras enligt:
����å������������ = � � + � � ����������������������	+ � � �� + � � ,	där utfallsmodellen för år t ges enligt:
		, slumptermen, kan antas vara oberoende av
�� = � � + � � ����å������������ + � � �� + � �	, � � = 1, … ,5.��

huruvida man påverkas eller inte av den boyterestriktion i bostadsbidragssystemet som infördes 1997. I skattningarna kontrolleras för X, som är en vektor med information om förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, huruvida personen är född i Sverige eller i annat land, sysselsättning (arbete eller inte) i november 1996, disponibel inkomst 1996, antal barn i hushållet samt länstillhörighet 1996. I skattningar som avser barnen i hushållet kontrolleras därutöver för barnets kön, ålder och födelseland (född utrikes eller inte).

28 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

fanns mellan grupperna redan året före reformen. Om den negativa skillnaden i förperioden beaktas i analysen är ingen skillnad i efterperioden statistiskt säkerställd.57 Med andra ord kan vi inte dra slutsatsen att trångboddhet skulle haft någon inverkan på föräldrarnas hälsa.

Ett liknande mönster och liknande slutsatser kan dras i en analys av effekterna med avseende på användningen av sjukförsäkringen (kolumn 3), det vill säga antalet dagar med ersättning i form av antingen sjukpenning eller sjuk- och aktivitetsersättning. En negativ men inte statistiskt säkerställd skillnad mellan grupperna kan konstateras i föreperioden. I efterperioden återfinns en svagt statistiskt säkerställd skillnad 1999. Eftersom inga skillnader konstateras övriga år finns ingenting som tyder på att trångboddhet skulle ha några effekter på användningen av sjukförsäkringen.

I kolumn 4 redovisas avslutningsvis resultaten med avseende på användningen av tillfällig föräldrapenning. Till skillnad från de övriga utfallen finns en svagt statistiskt säkerställd skillnad mellan grupperna redan före reformen. Negativa och statistiskt säkerställda skillnader mellan grupperna återfinns också 1998 och 2001. Vid beaktande av skillnaden i föreperioden försvinner emellertid dessa effekter, varför analysen inte ger stöd för att trångboddhet skulle ha några effekter på användningen av tillfällig föräldrapenning.58

57 Skillnaden i föreperioden har beaktats via en skillnad i skillnad-analys av förändringar i utfall mellan reform- och jämförelsegrupp före och efter reformen. Att jämförelsen står mellan reform- och jämförelsegrupp, och inte mellan trångbodda och ej trångbodda, beror på restriktionen att inget hushåll är trångbott före reformen.

Följande modell har skattats:	�� = � �,	+ � �� � + � �� �� �� �� �� �� �� ��+�� ���������������������������			+
���������������������� ∗ � �� �� �� �� �� �� �� ������ ��+�� �		där	��	representerar utfallet för individ i år t, där X är en

vektor med bakgrundsinformation, där efterperiod är en dummyvariabel som fångar utfall fr.o.m. 1997, och där reformgrupp motsvarar gruppen som påverkades av införandet av boyterestriktionen. ��, ��, �� och �� är parametrar som fångar respektive variabels inverkan på utfallet, varav �� är effektparametern, det vill säga den som fångar kombinationen av att tillhöra reformgruppen i efterperioden. �� är en slumpterm.

58 Skillnaden i föreperioden har beaktats i en skillnad-i-skillnad analys, se specifikation ovan.

R I K S R E V I S I O N E N

29

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Tabell 4 Effekt av trångboddhet på vårdkonsumtion, sjukfrånvaro samt användning av tillfällig föräldrapenning

		Antal vårddagar		Antal dagar med		Antal dagar med
				sjukpenning eller SA		tillfällig
						föräldrapenning
		Estimat	(st.fel)	Estimat	(st.fel)	Estimat	(st.fel)
1996	(före reform)	-5,88	(5,58)	-69,36	(89,62)	-5,69*	(2,93)
1997	(reformår)	-12,66**	(5,79)	-85,20	(93,69)	-4,01	(2,77)
1998	(År 1)	-4,00	(6,42)	-140,33	(101,06)	-4,33*	(2,60)
1999	(År 2)	-20,31***	(7,57)	-195,15*	(111,35)	-0,79	(2,36)
2000	(År 3)	-10,82	(6,80)	-144,83	(112,98)	-1,21	(2,11)
2001	(År 4)	3,29	(5,31)	35,61	(114,50)	-4,05**	(1,96)
2002	(År 5)	-1,85	(6,02)	88,95	(120,31)	-2,66	(1,82)

Anm.: Resultat från årsvisa 2SLS-skattningar av effekterna av trångboddhet där att ha en bostad med boyta större än boyterestriktionen under 1996 används som instrument. I analyserna har justerats för skillnader i kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, disponibel inkomst, antal barn i hushållet samt län. Samtliga uppgifter avser 1996. Antal observationer, antal vårddagar och antal dagar med sjukpenning respektive sjuk- och aktivitetsersättning (SA): 20 112, F-värde: 19,49. Antal observationer, antal dagar med tillfällig föräldrapenning: 28 418, F-värde: 31,94. F-värdet fångar reformens validitet, där ett värde omkring 10 eller mer indikerar att reformen ökade trångboddheten för den studerade populationen. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10/5/1-procentsnivå.

30 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

5.2 Effekter för barn i hushållet

I tabell 5 redovisas effekterna av trångboddhet för barn med avseende på vårdkonsumtion i form av dagar som inlagd inom sluten vård. I likhet med resultaten för föräldrarna syns inga tecken på förändringar av hälsotillståndet som en konsekvens av trångboddheten. Inte heller när det gäller skolresultat (tabell 6) framträder något tydligt mönster.59 Inga statistiskt säkerställda skillnader i avgångsbetyg kan konstateras från vare sig årskurs 9 eller gymnasiet.60

Tabell 5 Effekt av trångboddhet på vårdkonsumtion

		Antal vårddagar
		Estimat	(st.fel)
1996	(före reform)	0,56	(3,21)
1997	(reformår)	0,83	(2,65)
1998		3,88	(2,97)
1999		-5,20	(4,77)
2000		10,18	(10,89)
2001		3,89	(5,87)
2002		4,39	(7,20)

Anm.: Resultat från årsvisa 2SLS-skattningar av effekterna av trångboddhet där att ha ett boende större än boyterestriktionen under 1996 används som instrument. I analyserna har justerats för skillnader i förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, disponibel inkomst, antal barn i hushållet, län, samt för skillnader i barnens kön, ålder samt födelseland (född utrikes eller inte). Samtliga uppgifter avser 1996. Antal observationer: 30 545, F-värde: 32,93. F-värdet fångar reformens validitet, där ett värde omkring 10 eller mer indikerar att reformen ökade trångboddheten för den studerade populationen.

59 Eftersom betygsskalorna för både grundskola och gymnasium förändrades under uppföljningsperioden har betygen standardiserats för att göra dem jämförbara över tid.

60 För att analysera reform- och jämförelsegruppens jämförbarhet i föreperioden har skattats:

��	där	��	representerar avgångsbetyget för individ i
	= � � �� + � �� � + � �� �� �� �� �� �� �� �� +�� �� ���,�

perioden 1994–1996, där X är en vektor med bakgrundsinformation och där reformgrupp motsvarar gruppen som påverkades av införandet av boyterestriktionen. �� ����ℎ �� är parametrar som fångar respektive variabels inverkan på utfallet. �� är en slumpterm. Inga statistiskt säkerställda skillnader i vare sig grundskole- eller gymnasiebetyg mellan reformgrupp och jämförelsegrupp kan konstateras under föreperioden. Analyser har genomförts för respektive år mellan 1994 och 1996, samt gemensamt för 1994–1996. Resultat erhålls på begäran från författarna.

R I K S R E V I S I O N E N

31

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Tabell 6 Effekt av trångboddhet på avgångsbetyg i årskurs 9 respektive gymnasiet

	Avgångsbetyg		Avgångsbetyg
	årskurs 9		gymnasiet
	Estimat	(st.fel)	Estimat	(st.fel)
År 1997–2002	-0,5	(20,0)	1,5	(29,8)

Anm.: Resultat från årsvisa 2SLS-skattningar av effekterna av trångboddhet där att ha ett boende större än boyterestriktionen under 1996 används som instrument. I analyserna har justerats för skillnader i förälderns kön, ålder, utbildningsnivå, född utrikes, disponibel inkomst, antal barn i hushållet, län, samt för skillnader i barnens kön och födelseland (född utrikes eller inte). Samtliga uppgifter avser 1996. Årskurs 9, antal obs. 8 877, F-värde: 19,7. Gymnasiet, antal obs: 6 226, F- värde: 9,8. F-värdet fångar reformens validitet, där ett värde omkring 10 eller mer indikerar att reformen ökade trångboddheten för den studerade populationen.

En sammanfattande slutsats från analyser av såväl föräldrar som barn i trångbodda hushåll är att det inte finns något stöd för att trångboddheten skulle haft någon inverkan på vare sig hälsa, användningen av socialförsäkringen eller skolresultat.

Resultaten påverkas inte av att utvidga jämförelsegruppen till att inkludera hushåll med upp till 20 kvadratmeter (i stället för 5 kvadratmeter) mindre boyta än gränsen för boyterestriktionen. På motsvarande sätt påverkas inte resultaten av att avgränsa analysen till hushåll med en boyta med som mest 5 kvadratmeter över boyterestriktionen.

Resultaten är heller inte känsliga för att tillämpa ett restriktivare mått på trångboddhet. Trångboddhetsnorm 3, som alltså är den norm som tillämpats i analysen, innebär att varje person ska ha eget rum (makar antas dela rum) samt att minst två ytterligare rum (kök och vardagsrum) finns i boendet för att inte räknas som trångbodd. Om definitionen i stället ändras till att varje person ska ha eget rum (makar antas dela rum) samt att minst ett ytterligare rum (kök) finns i boendet, förändras inte resultaten.

Resultaten förefaller också homogena såtillvida att inga effekter kan konstateras för olika delpopulationer. Analyser för de olika utfallen har utförts för hushåll bosatta inom och utom storstadsområden, för hushåll med föräldrar med olika utbildningsnivå, sysselsättning och inkomster. Inte för några grupper kan tydliga mönster utläsas beträffande konsekvenserna av trångboddhet.

5.3 Resultatens validitet

Resultatens trovärdighet eller tillförlitlighet brukar mätas i kategorierna intern respektive extern validitet. Den interna validiteten avser i vilken utsträckning resultaten mäter det som avsågs mätas, i detta fall effekten av trångboddhet för en given population. Med den externa validiteten menar man vanligtvis i vilken

32 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

utsträckning effekterna kan anses överförbara, eller representativa, för en annan population, och under en annan tidsperiod, än den som studerats.

5.3.1 Intern validitet

Som redovisades i avsnitt 4 har resultatens validitet testats på olika sätt. För det första har analyserats i vilken utsträckning skillnader funnits mellan grupperna redan innan reformens implementerande. Med visst undantag för användningen av tillfällig föräldrapenning, har några statistiskt säkerställda skillnader i föreperioden inte kunnat konstateras. Därmed stärks trovärdigheten i resultatens kausala tolkning i tidsperioder efter dess införande.

För det andra har analyser genomförts med en alternativ ansats som beaktar eventuellt systematiska och icke-observerade skillnader mellan grupperna. Dessa analyser ger kvalitativt samma resultat som de som presenterats.

För det tredje har en analys genomförts med ett urval begränsat till hushåll som fortsatte motta bostadsbidrag efter 1997. För denna grupp har vi kontroll över trångboddhetsstatus även efter reformen. Inte heller denna analys ger anledning att dra slutsatser som avviker från huvudanalysens.61 Sammantaget får därmed resultatens interna validitet betraktas som hög.

5.3.2 Extern validitet

Resultatens externa validitet ska bedömas utifrån i vilken utsträckning resultaten för den granskade populationen är representativa för hela kollektivet av trångbodda hushåll. Som tidigare konstaterats torde hushåll med en ensamstående förälder, boende i hyresrätt och mottagare av bostadsbidrag utgöra en stor andel av samtliga trångbodda. Exakt statistik saknas emellertid. Trångbodda är tydligt överrepresenterade bland dem med lägst inkomster, vilket innebär att de flesta torde uppbära bostadsbidrag samt bo i hyressnarare än bostadsrätt. I drygt 50 procent av alla trångbodda bostadsbidragshushåll återfinns en ensamstående förälder.62 Hur resultaten står sig för den resterande andelen hushåll med sammanboende föräldrar är svårt att spekulera i. Det finns emellertid ingen uppenbar anledning till varför resultaten skulle vara annorlunda för denna grupp.

Ingenting tyder på att de effekter av trångboddhet enligt norm 3 som konstaterats i granskningen, och som avser perioden 1997–2002, inte skulle ha bäring på situationen på bostadsmarknaden i dag. En omständighet som skulle tala emot en sådan slutsats är exempelvis om kvaliteten i de bostäder i vilka de trångbodda bor i

61 Denna analys har genomförts via skattningar av en skillnad i skillnad-analys enligt specifikation i fotnot 60.

62 Boverket, Ett rättvist bostadsstöd för barnen, 2006.

R I K S R E V I S I O N E N

33

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

dag vore av betydligt sämre standard jämfört med då. Mot bakgrund av de strikta regler som gäller för byggande och boende i Sverige får detta emellertid betraktas som mindre sannolikt.63

Resultaten skulle också förväntas bli annorlunda om den population som i dag är trångbodd är mer känslig för trångboddhet, det vill säga i högre utsträckning är mottaglig för negativa effekter beträffande hälsa och skolresultat. En jämförelse mellan trångbodda ensamhushåll med bostadsbidrag 1997 och 2014 (tabell A1 i bilaga 1), visar på betydande likheter beträffande hushållens relativa trångboddhet, det vill säga boyta i förhållande till antalet boende i hushållet. Tydliga skillnader framträder såtillvida att den trångbodda föräldern 2014 i högre utsträckning var kvinna, högutbildad och bosatt i ett storstadslän (Stockholm, Västra Götaland, Skåne). Hela 55 procent av de trångbodda hushållen 2014 var bosatta i ett storstadslän, jämfört med bara 13 procent 1997. Den trångbodda föräldern var också äldre 2014, 44 jämfört med 37 år, samt saknade arbete i högre utsträckning. Resultaten i granskningen visade att effekterna av trångboddhet var homogena, såtillvida att inga tydliga skillnader kunde utläsas mellan olika delgrupper, exempelvis var i landet man var bosatt. Ingenting tyder således på att den förändrade sammansättningen bland trångbodda skulle generera andra effekter i dag.

Avslutningsvis skulle en förändrad karaktär i trångboddheten kunna ha betydelse för resultaten. Exempelvis har konstaterats att andelen som kan betraktas som extremt trångbodda har ökat över tid. Emellertid är andelen extremt trångbodda liten i relation till samtliga hushåll som ryms inom ramen för trångboddhetsnorm 3, varför resultaten sannolikt inte skulle påverkas av detta. Eftersom det torde finnas en gräns för hur trångbott man kan bo utan att negativa effekter uppstår, finns emellertid all anledning att bevaka utvecklingen av extrem trångboddhet. Sammantaget är vår bedömning att resultatens externa validitet är förhållandevis hög.

63 Krav på bostadens utformning finns i Boverkets byggregler (BBR). Det finns två sorters regler om bostadsutformning: utformningskrav och tekniska egenskapskrav, det vill säga krav på utrymmen och krav på inredning och utrustning. Andra indikationer på hur hushåll bor i dag och för 20 år sedan är till exempel att antal bostäder per invånare är lika många till antalet nu som under slutet av 1980-talet (Boverket, Var byggdes det? 2016). Diagram 1 visar också att bostadsytan per person för bostadsbidragstagare legat relativt stabilt under de senaste 20 åren.

34 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

6 Slutsatser

Sammantaget ger resultaten inget stöd för att den ökade trångboddheten bidragit till försämrad hälsa och en ökad användning av socialförsäkringen eller till försämrade skolresultat. Granskningen visar därför inte på oönskade konsekvenser av det ökade familjepolitiska fokuset inom bostadsbidraget. Slutsatserna förändras inte när striktare krav för vad som kvalificerar som trångboddhet analyseras. Det innebär att det verkar finnas en säkerhetsmarginal mellan norm 3 och den trångboddhet som potentiellt sett skulle kunna vara skadlig. Riksrevisionens bedömning är därför att bostadsbidragets nuvarande utformning, där den bostadspolitiska ambitionen är lägre än tidigare till förmån för ett större familjepolitiskt fokus, är motiverad utifrån dessa risker.

Resultaten från granskningen ger i stället anledning att ifrågasätta om gällande trångboddhetsnorm är ändamålsenligt utformad. Den kan tyckas generös i relation till de satsningar inom bostadspolitiken som görs i syfte att öka byggandet av små lägenheter. Dessutom har Boverket konstaterat att normen inte används som det var tänkt när den infördes. Inga av de stora bostadsförmedlingarna ger till exempel förtur på grund av trångboddhet. Socialstyrelsen använder dessutom en restriktivare definition av trångboddhet än norm 3 i deras råd kring bedömningen av ekonomiskt bistånd och boyterestriktionen har, i motsats till bostadsutskottets ambition, visats öka trångboddheten hos bidragstagarna. Det är också tveksamt om norm 3 efterlevs vid kommunernas planering för bostadsbyggande. Ett förtydligande av trångboddhetsnormen och dess syfte skulle kunna möjliggöra mer effektiva satsningar för att minska skadlig trångboddhet och även göra det enklare att utvärdera dessa satsningar.

Det är dock rimligt att tro att det finns en nivå på trångboddhet som har negativa konsekvenser. Granskningen visar att en mer extrem trångboddhet där fler än två personer delar sovrum nästintill har fördubblats under de senaste 20 åren, från cirka 2,5 till 5 procent av befolkningen. Riksrevisionen har emellertid inte kunnat analysera effekterna av denna mer extrema trångboddhet. Det utesluter inte att effekter finns varför Riksrevisionen anser att denna utveckling bör följas noga.

R I K S R E V I S I O N E N

35

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Referenslista

Barker, D., D. Coggon, C. Osmond, och C. Wickham, Poor housing in childhood and high rates of stomach cancer in England and Wales. British Journal of Cancer Planvol. 61, no. 4, ss. 575–578, 1990.

Bet. 1995/96: BoU11, Nya regler för bostadsbidrag.

Bet. 2006/07:CU1y, Indelning i utgiftsområden.

Booth, A., D. R. Johnson, och J. N. Edwards, In Pursuit of Pathology: The Effects of Human Crowding. American Sociological Review, vol. 45, no. 5, ss. 873–878, 1980.

Boverket, Bostadsbidrag, ett rättvist bostadsstöd för barnen? Karlskrona: Boverket, 2006.

Boverket, Trångboddheten i storstadsregionerna, rapport 2016:28, Karlskrona: Boverket, 2016.

Boverket, Var byggdes det? – en kartläggning av kommunernas bostadsbyggande 2005– 2015. Karlskrona: Boverket, 2016.

Britten, N., J. M. Davies, och J. R. Colley, Peak Expiratory Flow Rate in 36 Year Old Men and Women, British Journal of Medicine, vol. 294, no. 6583, ss. 1317–1320, 1987.

Dir. 2018:97. Ökad träffsäkerhet och minskad skuldsättning inom bostadsbidrag och underhållsstöd, 2018. Stockholm: Regeringskansliet.

Ekstam, H., Trångboddhet. Mellan bostadsstandard och boendemoral. Diss. Uppsala 2016.

Enström Öst, C., Economic incentives, Housing allowance, and Housing consumption: An unintended consequence of a shift in housing policy. Journal of housing economics, vol. 23, ss. 17–27, 2014.

Evans, G. W., M. N. Palsane, S. J. Lepore, och J. Martin, Residential Density and Psychological Health: The Mediating Effects of Social Support. Journal of Personality and Social Psychology, vol. 57, no. 6, ss. 994–999, 1989.

Evans, G. W., P. Lercher, och W. W. Kofler, Crowding and children’s mental health: The role of house type. Journal of environmental psychology, vol. 22, no. 3, ss. 221–231, 2002.

Försäkringskassan, Socialförsäkringen i siffror, Stockholm: Försäkringskassan, 2018.

Goux, D, och E. Maurin, The effect of overcrowding housing on children’s performance at school. Journal of Public Economics, vol. 89, no. 5–6, ss. 797–819, 2005.

Gove, W., M. Hughes, och O. Galle, Overcrowding in the home. An empirical investigation of its possible pathological consequences. American Sociological Review, vol. 44, no. 1, ss. 59–80, 1979.

36 R I K S R E V I S I O N E N

E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N

Kearns, R., Worried Sick about Housing: Extending the Debate on Housing and Health, Community Mental Health in New Zealand, vol. 9, no. 1, 1995.

Lien, H. M., W. C. Wu, och C. C. Lin, New evidence on the link between housing environment and children’s educational attainments, Journal of Urban Economics, vol. 64, no. 2, ss. 408–421, 2008.

Lowry, S. Noise, Space and Light. British Medical Journal, no. 299, ss. 1439–1442, 1989.

Mann, S. L., M. E. Wadsworth, och J. R. Colley, Accumulation of Factors Influencing Respiratory Illness in Members of a National Birth Cohort and Their Offspring, Journal of Epidemiology and Community Health, no. 46, ss. 286–292, 1992.

Prop. 1946:279, Kungl. Maj:ts proposition nr 279.

Prop. 1986/87:48, Om bostadspolitiken, bet. 1986/87: BoU10.

Prop. 1992/93:174, om administrationen av bostadsbidragen till barnfamiljer m.m.

Prop. 1995/96:186, Nya regler för bostadsbidrag, bet. 1995/96: BoU11, riksdagens protokoll 1995/96:93

Prop. 2006/07:100, 2007 års ekonomiska vårproposition, bet. 2006/07: KU22; rskr. 2006/07:233

Prop. 2009/10:175, Offentlig förvaltning för demokrati, delaktighet och tillväxt.

Prop. 2015/16:1, Budgetpropositionen för 2016, bet. 2015/16: SfU3, rskr. 2015/16:88.

Prop. 2016/17:1, Budgetpropositionen för 2017, bet. 2016/17: AU1, bet.

2016/17:CU1, 2016/17: FiU20, rskr. 2016/17:113, rskr 2016/17:349.

Prop. 2017/18:1, Budgetpropositionen för 2018, bet. 2017/18: CU1, rskr. 2017/18:68.

Prop. 2017/18:6, Nytt särskilt bidrag inom bostadsbidraget för barn som bor växelvis.

Riksförsäkringsverket, Socialförsäkringsboken 1999, s. 98, Stockholm: Riksförsäkringsverket, 1999.

Smith, S. J., Health Status and the Housing System. Social Science & Medicine, vol. 31, no. 7, ss. 753–762, 1990.

SOU 1945:63. Bostadssociala utredningen del 1, Stockholm, 1945.

SOU 1965:32. Höjd bostadsstandard. Betänkande angivet av bostadsbyggnadsutredningen, Stockholm: Esselte, 1965.

SOU 1975:51. Bostadsförsörjning och bostadsbidrag. Slutbetänkande av boende och bostadsfinansieringsutredningarna, Stockholm, 1975.

SOU 1986:5. Bostadskommitténs slutbetänkande del 1, Stockholm, 1986.

SOU 2018:22. Ett ordnat mottagande – gemensamt ansvar för snabb etablering eller återvändande, Stockholm: Elanders Sverige AB, 2018.

R I K S R E V I S I O N E N

37

T R Å N G B O D D H E T – K O N S E K V E N S E R F Ö R H Ä L S A O C H S K O L R E S U L T A T

Bilaga 1. Tabell

Tabell A1 Beskrivande statistik över trångbodda ensamhushåll där föräldern uppbär bostadsbidrag 1997 respektive 2014

	Trångbodda 1997	Trångbodda 2014
Man	0,27	0,18
Ålder	36,5 (7,6)	43,6 (6,4)
Högsta utbildningsnivå
Grundskola	0,09	0,06
Gymnasial	0,66	0,55
Eftergymnasial	0,25	0,39
I arbete (november 1996/2013)	0,49	0,26
Född utrikes	0,25	0,27
Bostadslän
Stockholm	0,08	0,20
Västra Götaland	0,02	0,16
Skåne	0,03	0,19
Antal barn	2,1 (1,0)	2,3 (1,1)
Boyta	76,9 (18,4)	78,6 (21,4)
Bostadsbidragsgrundande inkomst,	131,7 (75,0)	151,5 (96,8)
1996 (tkr)
Bidragsgrundad boendekostnad,	5 530 (1 271)	6 205 (1 418)
1996 (kr)

Anm.: Antal observationer, trångbodda hushåll 1997: 50 794, 2014: 13 446. *: Standardavvikelse inom parentes. Inkomst/boendekostnad för trångbodda 1997 har räknats upp med KPI för att kunna jämföras med trångbodda 2014.

38 R I K S R E V I S I O N E N