Työajanodotteet Suomessa 1980 2006

artikkelit Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 Markku Nurminen, Christopher Heathcote, Brett Davis, Borek Puza Tutkimuksen tarkoituksena oli arvioida, kuinka kauan suomalaiset keskimäärin jatkavat työelämässä. Kvantitoinnissa käytimme kehittämäämme tilastollista tunnuslukua, jota kutsutaan työajanodotteeksi. Tämä luku vastaa käsitteellisesti väestötieteessä käytettyä elinajanodotetta. Tutkimuksessa arvioimme, mitkä olivat 16 64-vuotiaan mies- ja naisväestön jäljellä olevat työskentelyajat Suomessa vuosina 1980 2001 ja mitkä ovat työskentelyajan ennusteet vuodelle 2006. Lisäksi arvioimme vastaavat odotetut ajat olla työkyvyttömänä tai muuten työelämän ulkopuolella (työttömät ja työvoimaan kuulumattomat). Arvion mukaan 20-vuotiailla miehillä oli jäljellä 31 ja naisilla 29 työvuotta vuonna 2001, kun puolestaan 45-vuotiaalla työajanodote oli 11 vuotta molemmilla sukupuolilla. Jäljellä olevasta odotettavasta elinajasta tarkasteltavasta iästä 64 vuoden ikään asti työssäoloajan osuus laski miehillä tutkimuksen ajanjaksona. Esimerkiksi yli 50-vuotiailla miehillä lasku oli noin 10 prosenttiyksikköä vuodesta 1980 vuoteen 2001. Lasku johtui lähinnä työttömyydestä, työttömyyseläkkeelle tai varhaiseläkkeelle siirtymisestä, ei työkyvyttömyydestä, jonka osuus on vähentynyt molemmilla sukupuolilla vuodesta 1996 lähtien. Vuosina 1980 1991 miesten työajanodote oli kaikissa ikäluokissa suurempi kuin naisten. Naisilla työajanodote ei laskenut, ja 40-vuotiaiden ja sitä vanhempien miesten työajanodotteen ennustettiin alittavan naisten odotteen vuoteen 2006 mennessä. Väestön ikääntyessä nämä kehityssuunnat voivat merkitä suuria sosiaalisia ja taloudellisia seuraamuksia suomalaiselle yhteiskunnalle tulevina vuosina, koska uhkaava työvoimapula voisi heikentää hyvinvointivaltion kestävää perustaa. Avainsanat: eläköityminen, kuolleisuus, tilastot, työajanodote, työkyvyttömyys, työttömyys 209

M. Nurminen, ym. JOHDANTO Ihmiset siirtyvät yleisesti pysyvästi pois työelämästä, ennen kuin he saavuttavat virallisen eläkeiän. Suomessa puolet työvoimasta jää eläkkeelle ennen 60:tä ikävuotta, vain 13 % työskentelee yleiseen lakisääteiseen 65 vuoden eläkeikään saakka, ja harva (4 %) jatkaa työssä tämän iän jälkeen 45. (Lakisääteinen eläkeikä on monilla julkisen sektorin työntekijöillä alle 65 vuotta.) Työssä käyvän väestön osuus on vähentynyt kahden viime vuosikymmenen aikana. Tämä kehityssuunta on yhteiskunnallisesti ilmeisen merkittävä. Tämän tutkimuksen tärkein tavoite on kvantifioida tämä trendi ja siihen liittyvät työväestön toiminnalliset muutokset Suomessa ajanjaksona 1980 2001, jolle vuosittaisia tilastoaineistoja oli saatavilla. Toissijaisena tavoitteena on esitellä menetelmä, jota on aiemmin sovellettu suomalaisten kunnallisten työntekijöiden työkykyä, työssäkäyntiä ja työvoimasta poissiirtymistä koskevissa väestötieteellisissä tutkimuksissa 32, 33. Arviointia varten kehitimme tilastotieteellisen tunnusluvun, jota kutsumme työajanodotteeksi (working life expectancy). Tämä luku vastaa käsitteellisesti väestötieteessä käytettyä elinajanodotetta: se on tilastollinen luku, joka ilmaisee tietyn ikäisten, elossa olevien henkilöiden jäljellä olevan ajan työelämässä. Tällöin oletetaan, että työkyvyttömyys, sairastavuus ja kuolleisuus säilyvät vallitsevalla tasolla. Työajanodote on tilastotieteellinen abstraktio, joka perustuu ikäryhmittäisiin kuolleisuuslukuihin sekä terveyden- ja työkykytilojen esiintymisfrekvensseihin. Työajanodotteen arviot johdetaan väestötilastojen avulla. Työajanodotteen määrittelyssä on vaihtelua. Suomessa Hytti 16 käsitteli odotettavissa olevaa (keskimääräistä) elinaikaa, aktiiviaikaa ja eläkeaikaa ; aktiiviaika tarkoitti ilman eläkettä vietettävien elinvuosien määrää. Yhdysvaltain työtilastovirasto luokittelee työvoima-aktiviteetin kahteen luokkaan: aktiivit (työvoimaan kuuluvat) ja inaktiivit (työvoimaan kuulumattomat) henkilöt. Edelliseen luokkaan kuuluvat sekä työlliset että työttömät. Inaktiivi on henkilö, joka ei kuulu työvoimaan mistä syystä tahansa. Sikäläisessä käytännössä työajanodote koskee vain aktiiveja henkilöitä, ja se lasketaan tavanomaisilla väestön lukumääriin perustuvilla arviointimenetelmillä 37. Äskettäin Millimet ryhmineen 30 antoi arvioita työajanodotteista, kun tarkasteltavia luokkia on kolme: työlliset, työttömät ja inaktiivit henkilöt. Heidän määritelmänsä työajanodotteelle on sama kuin meidän omaksumamme, nimittäin odotettavissa oleva aika olla työllisenä. Meidän mielenkiintomme kohdistui neljään toisensa poissulkevaan työssäolo- tai terveydentilaan: 1. työllinen 2. työkyvytön 3. muu elossa oleva (elossa mutta ei työssä eikä työkyvytön) ja 4. kuollut. Luokkaan 3 kuuluu henkilöitä, jotka ovat työttömiä tai eläkeläisiä muusta kuin työkyvyttömyyssyystä, sekä lisäksi opiskelijoita ja varusmiehiä. Näiden neljän tilan todennäköisyyksien avulla laskimme työajanodotteet. Työajanodote on käsitteellisesti sama kuin elinajanodote. Erona on, että edellinen mittaa ajan, jonka henkilön odotetaan tulevaisuudessa työskentelevän, kun taas jälkimmäinen mittaa elossaoloaikaa. Tietyssä terveydentilassa oloajan ennuste määritellään vastaavalla tavalla. Näin ollen työajanodotteen arvioimiseen voidaan käyttää samanlaisia menetelmiä kuin elinajanodotteen laskemisessa. Me käytimme aineiston analysointiin suurten otosten monimuuttujaista logistista regressiomenetelmää, jonka Davis ryhmineen 6, 7 kehitti Australian kansallisen terveystutkimuksen aineistojen analysointia varten. Tämä menetelmä soveltuu suurten aineistojen analysointiin ryhmätasolla. Toisin sanoen ei ole tiedossa henkilöiden siirtymisiä terveystilasta toiseen yksilötasolla, tiedetään vain väestömäärät eri ajankohtina. 210

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 Me käsittelimme työajanodotteiden reunajakaumia, jolloin on vain tiedossa, että henkilö on elossa tietyn ikäisenä, kun tarkastelu alkaa. Näin siksi, että tämä on tavallisesti tilanne virallisissa tilastoissa. Aineistona on poikkileikkaustutkimuksista saadut tiedot, jolloin ei ole suoraan mahdollista estimoida kohorttien siirtymätodennäköisyyksiä terveydentilasta toiseen. Väestöön kohdistuneet aggregaattitason poikkileikkaustutkimukset ovat helpompi ja halvempi vaihtoehto työajanodotteiden laskemiseksi kuin menetelmä, joka perustuu väestölaskenta-aineistojen yhdistämiseen yksilötasolla. Käyttämällämme menetelmällä olisi kuitenkin mahdollista arvioida pitkittäisaineiston kehityskulkua kuvaavat työajanodotteet. AINEISTO JA MENETELMÄT Arviot Suomessa ansiotyössä olevien työntekijöiden lukumääristä sukupuolen mukaan ja yksivuotisikäryhmittäin (15:stä 64:ään) laskettuna poimittiin tiedostoista, jotka sisältävät tiedot Tilastokeskuksen julkaisemista Tilastollisista vuosikirjoista vuosille 1984 2001 43. Vuosille 1980 1983 tilastot oli saatavissa viisivuotisryhmittäin. Yksivuotisikäryhmittäiset luvut saatiin tilastollisella interpolaatiolla 13, 50. Nämä aineistot saatiin Tilastokeskuksen tekemästä jatkuvasti käynnissä olevasta työvoimatutkimuksesta. Sen tiedonkeruu perustuu väestön keskusrekisteristä kahdesti vuodessa satunnaisesti poimittuun otokseen. Vuodesta 1983, jolloin siirryttiin postitiedustelusta haastatteluihin, on Tilastokeskuksen haastattelijaverkoston avulla kerätty tiedot koko maasta joka kuukausi noin 12 000 henkilöltä. Heidän antamiensa tietojen nojalla on luotu arvio koko 15 74-vuotiaan väestön vastaavasta toiminnasta. Työvoimatutkimuksen menetelmiä uudistettiin vuosina 1997 2001, jolloin aikasarjat korjattiin taaksepäin vuoteen 1989 asti uusien määritelmien mukaiseksi, mikä nosti arvioita 1,5 %. Väkiluvut vuosille 1980 1988 käyttävät vanhaa määritelmää. Vuosittaiset luvut ovat keskiarvoja. Työvoimatutkimuksen kadoksi jää keskimäärin 14 %. Otantavirheen (esim. 3,4 % työttömillä henkilöllä) takia lukumäärät on pyöristetty lähimpään sataan henkilöön. Työkyvyttömyyseläkkeensaajien (kansantai työeläke) keskimääräiset lukumäärät vastaavina vuosina tuotettiin Kansaneläkelaitoksen 24 kokoamista tilastoista. Kansaneläkelaitos voi maksaa työkyvyttömyyseläkettä 16 64- vuotiaalle, jonka sairaus, vika tai vamma estää kohtuullisen toimeentulon turvaavan säännöllisen työnteon tai minkä tahansa hänelle sopivan työn ottaen huomioon hänen ammattinsa, koulutuksensa ja asuinpaikkansa. Erityistä työkyvyttömyyseläkettä eli yksilöllistä varhaiseläkettä maksetaan 60 64-vuotiaalle, jonka työkyky on pysyvästi heikentynyt niin, ettei hänen voida kohtuudella edellyttää jatkavan ansiotyötä. Eläkettä myönnettäessä otetaan huomioon henkilön sairauden laatu, huonontunut terveydentila, työolot, työn raskaus, pitkä ura ja ikääntymisestä johtuvat muut tekijät. Yksilöllinen varhaiseläke myönnetään lievempien kriteerien mukaan kuin tavallinen työkyvyttömyyseläke. Kansaneläkelaitoksen tilastoista ennen vuotta 1992 puuttuu noin 7 % eläkkeensaajista. Nämä eläkkeet ovat pääasiassa osittaisia työkyvyttömyyseläkkeitä, joita kansaneläkelaitoksen vakuutusjärjestelmä ei tunnista. Vuodesta 1992 lähtien tilastot sisältävät sekä kansallisen eläkevakuutuksen saajat että työeläkkeiden saajat. Työeläkkeestä on tullut tärkein työkyvyttömyyseläke, koska kansaneläke on vuodesta 1996 ollut eläketulovähenteinen. Vuonna 2001 työkyvyttömyyseläkettä saavista 44 % sai vain työeläkettä, 19 % vain kansaneläkettä ja 37 % molempia 24. Vähentämällä väestöositteen lukumäärästä työlliset ja työkyvyttömät saatiin luokan muut elossa olevat lukumäärä. Kuolleiden vuosittaiset lukumäärät saatiin kertomalla Tilastokeskuksen julkaisemat väestömäärät vastaavilla kuolemanvaaraluvuilla vuosille 1980 2001. Kaikkiaan aineisto koostui 8 800 frekvensisstä, jotka indeksoitiin sukupuolen, 211

M. Nurminen, ym. Miesten lukumäärät vuonna 2001 Lukumäärä 0 10000 20000 30000 40000 Työlliset Työkyvyttömät Muut elossa olevat Kuolleet 20 30 40 50 60 Ikä, vuosia Kuva 1. Miesten lukumäärät työllisyys- ja elossaolotilojen sekä iän mukaan vuonna 2001. iän, kalenterivuoden, ja työssäolon tai työkyvyn mukaan. Vuosien 1940 1944 syntymäkohorttien (henkilöt, jotka olivat 57 61-vuotiaita vuonna 2001) väkiluvut vaihtelevat suuresti. Tämä johtuu oletettavasti toisen maailmansodan aikaisista olosuhteista, jolloin Suomi oli vuoroin sodassa ja välillä vallitsi rauha. Väkiluvut tasoitettiin käyttäen S-PLUS ohjelmiston smooth.spline-funktiota. 50 Käytimme samaa menetelmää tasoittamaan työllisten väkiluvut, jotka arvioitiin väestöotoksista. Tämä tasoitus vaikutti siihen, etteivät joidenkin ikäryhmien väkiluvut luokassa muu elossa oleva tulleet negatiivisiksi. Nämä väkiluvut saatiin vähentämällä työllisten ja työkyvyttömien lukumäärät koko väestön lukumääristä. Kuva 1 näyttää alkuperäisen aineiston, jota käytimme työajanodotteiden arvioinnissa vuodelle 2001. Tarkastelun kohteena on todennäköisyys p j (x), että x-vuoden ikäinen henkilö on tilassa j. Tässä aineistossa indeksin arvot j = 1,2,3,4 viittaavat tiloihin 1 = työllinen, 2 = työkyvytön, 3 = muu elossa oleva ja 4 = kuollut. Tarkasteltavia tiloja pidetään toisensa poissulkevina. (Käytännössä nämä tilat eivät sitä välttämättä ole. Työkyvyttömyyseläkeläinen voi samanaikaisesti saada esimerkiksi vanhuuseläkettä tai työllinen voi saada esimerkiksi varhennettua vanhuuseläkettä tai osa-aikaeläkettä. Yhden eläkelajin muutosten heijastuminen muihin eläkelajeihin näkyy eläkkeiden kehityksessä. Näiden eläkkeen määrään liittyvien kytkentöjen merkitysten katsottiin kuitenkin olevan vähäisiä tarkasteltavien terveys- ja työkykytilojen kannalta eikä niitä huomioitu aineiston analysoinnissa.) Siten p 4 (x) on todennäköisyys kuolla x-vuoden ikäisenä ja sen komplementti p 0 (x) on eloonjäämistodennäköisyys. Erityisesti p 1 (x) on työssäolon todennäköisyys x- vuoden ikäisenä. Koska työkyvyttömyyskorvauksia ei myönnetä ennen 16:tta ikävuotta, tarkastelemme todennäköisyyksiä ikävälillä 16 x 64. Tarkastelu on ehdollinen sille, että henkilö oli elossa 15-vuotiaana. Esimerkiksi 16-vuotiaan työajanodotteen määrittelemme integraalina 64 16 e 1 (16) = p 1 (x)dx. 212

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 Todennäköisyyksien p j (x) laskemisen teimme S-PLUS -ohjelmiston integrate-funktion avulla. Todennäköisyydet mallitettiin pintoina, joissa pinta-alamuuttujina olivat ikä (3 asteen polynomi) ja kalenterivuosi sekä niiden yhdysvaikutustermi. Todennäköisyydet p j (x) voidaan esittää monimuuttujaisen regressiomallin avulla, jossa on myös muita sosioekonomisia muuttujia. Analyysissä hyödynnettiin sitä seikkaa, että viralliset tilastot koostuvat suurista väkiluvuista, jolloin johdetut tilastolliset testit ovat likimain normaalisti jakautuneita suurten otosten suureita, ja odotteiden estimaattorit ovat harhattomia 5. Tarkasteltavien neljän tilan oletettiin noudattavan multinomijakaumaa. Taulukoiden 1 2 arviot vuodelle 2006 saatiin ensin ekstrapoloimalla todennäköisyyksien suhteiden logaritmien, log{p j (x)/ p 4 (x)}, j =1,2,3 (vertailutilana 4), regressiovektorisovitukset ja käyttämällä sitten näitä todennäköisyyksien ja aikaodotteiden ennusteiden laskemiseen. Nämä projektiot ovat olennaisesti samoja kuin mitä saadaan tavanomaisilla regressiomenetelmillä, emmekä yrittäneet tehdä ennusteita muuttamalla regressiokertoimia heijastamaan mahdollisia tulevia skenaarioita. TULOKSET Työllisyyden todennäköisyys laski yleisesti vuosina 1980 2001 kaikissa ikäryhmissä ja molempien sukupuolten kohdalla (taulukko 1 s. 214). Vastaavasti todennäköisyys olla varhennetulla vanhuuseläkkeellä tai vastaavalla muulla eläkkeellä kasvoi. Muutos oli huomattava nuoremmissa ikäluokissa. Esimerkiksi 16-vuotiaiden miesten työllisyyden todennäköisyys puolittui mutta väheneminen hidastui ikävuoteen 30 mennessä. Tämä merkittävä muutos todennäköisyydessä olla työllinen näyttäisi heijastavan työhön sijoittumisen muutosta alle 30-vuotiailla, mikä epäilemättä johtuu osittain pidentyneistä opiskeluajoista. Myös yli 60-vuotiaiden henkilöiden työllisyyden todennäköisyys pieneni. Pääasiallinen syy tähän oli varhainen eläköityminen, ei työkyvyttömyyseläkkeelle siirtyminen, jonka todennäköisyys on laskenut noin vuodesta 1996 lähtien sekä miehillä että naisilla. Ennusteen mukaan 40-vuotiaiden ja sitä vanhempien miesten todennäköisyys olla työllinen alittaa naisten alun perin pienemmän todennäköisyyden vuonna 2006. Kuvassa 2 (s. 215) on esitetty naisten eri tilojen havaitut ja sovitetut todennäköisyyspinnat. Työllisten todennäköisyyspinnassa näkyy syvänne, joka ulottuu 39-vuotiaista vuonna 1980 aina 60-vuotiaisiin saakka vuonna 2001. Se heijastaa välirauhan vuoden 1941 poikkeuksellisen suuren syntymäkohortin vaikutusta. (Vuosien 1940 ja 1942 syntymäkohortit olivat erittäin pieniä.) Esimerkiksi todennäköisyys olla työllinen on vain yhden prosenttiyksikön suurempi 45-vuotiailla miehillä vuonna 1986 (1941 syntyneet) kuin vuonna 1996, jolloin työllisyys oli selvästi vuoden 1986 tilannetta huonompi; naisilla työllisenä olemisen todennäköisyys oli vuonna 1986 jopa pienempi kuin vuonna 1996. Kohorttiefekti ei ollut tilastollisesti merkitsevä vaikuttava tekijä työkyvyttömyyseläkkeelle siirtymisessä. Vastaavasti ryhmän muut elossa olevat todennäköisyyspinnassa näkyy jyrkkä harjanne. Esimerkiksi 45-vuotiaan todennäköisyys olla muu elossa oleva (eli tämän ikäisillä lähinnä työtön) oli molemmilla sukupuolilla suurempi vuonna 1986 (1941 syntyneet) kuin vuonna 1996, jolloin työttömiä oli kuitenkin huomattavasti enemmän. Toinen naisten aineiston erikoispiirre on yhtäältä työllisenä olemista kuvaavassa todennäköisyyspinnassa näkyvä painauma sekä toisaalta työkyvyttömyyttä, ryhmään muut elossa olevat kuulumista ja kuolleisuutta kuvaavissa pinnoissa näkyvät kohoumat vuosien 1993 1996 kohdalla. Tilastollisesti merkitsevä painauma heijasti 1990-luvun alkuvuosien syvän talouslaman aiheuttamaa työllisyysasteen vähenemistä. Vastaavasti ryhmän muut elossa olevat kohouma johtui osaksi työttömyyden kasvusta, joka puolestaan voi olla yhteydessä kuolleisuusriskin kasvuun. Työkyvyttömyys- 213

M. Nurminen, ym. Taulukko 1. Työssä- ja elossaolotilojen (1 = työllinen, 2 = työkyvytön, 3 = muu elossa oleva, 4 = kuollut) todennäköisyydet (%) valituille kalenteri- ja ikävuosille sekä ennusteet vuodelle 2006. Koska henkilö on jossain toisensa poissulkevista tiloista 1 4, niin sarakkeiden lukujen summa on 100%. Esimerkiksi ensimmäisen sarakkeen luvut (16-vuotias nainen vuonna 1981): 38,82 + 0,68 + 60,48 + 0,03 = 100 %. Ikä Tila Naiset Miehet x j 1981 1986 1991 1996 2001 2006 1981 1986 1991 1996 2001 2006 16 1 38,82 33,85 29,21 19,32 21,13 17,75 30,88 26,20 21,99 12,65 15,08 12,35 2 0,68 0,58 0,49 0,44 0,34 0,28 1,27 1,13 1,01 0,94 0,77 0,66 3 60,48 65,55 70,28 80,22 78,52 81,96 67,75 72,57 76,91 86,31 84,08 86,92 4 0,03 0,02 0,02 0,02 0,02 0,01 0,10 0,10 0,09 0,09 0,08 0,07 20 1 55,09 50,52 45,92 33,70 36,95 32,73 56,69 52,44 48,13 33,56 39,60 35,52 2 1,03 0,92 0,82 0,82 0,63 0,54 1,59 1,51 1,41 1,55 1,21 1,11 3 43,84 48,52 53,23 65,45 62,39 66,70 41,58 45,93 50,34 64,75 59,07 63,27 4 0,04 0,04 0,03 0,03 0,03 0,03 0,13 0,13 0,12 0,14 0,11 0,10 25 1 71,15 68,07 64,80 53,35 57,78 54,10 77,81 75,82 73,69 61,80 69,01 66,47 2 1,45 1,35 1,26 1,40 1,07 0,97 1,75 1,69 1,62 2,08 1,49 1,42 3 27,36 30,53 33,89 45,19 41,10 44,88 20,30 22,36 24,56 35,96 29,39 32,00 4 0,05 0,05 0,05 0,06 0,04 0,04 0,14 0,14 0,13 0,17 0,12 0,12 30 1 80,64 78,88 76,98 68,29 72,76 70,43 86,54 85,76 84,92 77,30 83,05 82,02 2 1,84 1,76 1,67 2,01 1,51 1,42 2,00 1,92 1,83 2,48 1,67 1,59 3 17,46 19,30 21,28 29,62 25,68 28,09 11,29 12,17 13,11 20,03 15,16 16,28 4 0,06 0,06 0,06 0,08 0,06 0,06 0,16 0,15 0,14 0,19 0,12 0,11 35 1 85,12 84,14 83,09 76,59 80,75 79,46 89,25 88,94 88,59 82,89 87,79 87,34 2 2,33 2,25 2,17 2,72 2,02 1,94 2,63 2,49 2,36 3,23 2,11 1,99 3 12,47 13,53 14,66 20,60 17,16 18,53 7,91 8,39 8,89 13,65 9,96 10,54 4 0,08 0,08 0,08 0,10 0,07 0,07 0,21 0,19 0,17 0,22 0,14 0,13 40 1 78,86 85,72 85,01 79,53 83,69 82,98 83,00 88,60 88,41 82,90 87,99 87,72 2 3,65 2,93 2,98 3,79 2,82 2,74 3,69 3,72 3,53 4,82 3,13 2,95 3 17,37 11,25 11,92 16,55 13,40 14,19 13,02 7,41 7,82 11,96 8,69 9,16 4 0,12 0,10 0,10 0,13 0,10 0,09 0,28 0,27 0,24 0,31 0,19 0,17 45 1 84,09 76,41 83,46 77,90 82,65 82,26 85,21 79,60 85,03 78,28 84,53 84,23 2 4,71 4,64 4,47 5,80 4,36 4,27 6,67 4,90 5,90 8,05 5,33 5,02 3 11,04 18,77 11,92 16,12 12,85 13,34 7,63 15,09 8,68 13,18 9,84 10,48 4 0,15 0,18 0,15 0,18 0,14 0,13 0,49 0,41 0,39 0,49 0,30 0,27 50 1 77,37 76,48 67,83 70,62 76,73 76,55 77,56 77,87 70,04 67,98 76,02 75,39 2 8,08 8,85 8,47 9,82 7,67 7,57 11,98 10,79 8,63 14,03 9,81 9,31 3 14,29 14,42 23,42 19,27 15,39 15,68 9,62 10,59 20,73 17,19 13,65 14,85 4 0,26 0,25 0,27 0,29 0,21 0,20 0,84 0,75 0,60 0,81 0,52 0,46 55 1 62,42 61,51 59,61 43,50 62,62 62,60 64,42 62,87 61,13 41,72 60,30 58,76 2 15,12 16,35 18,93 17,67 14,82 14,84 21,06 21,23 21,46 18,20 17,72 16,92 3 21,99 21,70 21,07 38,35 22,20 22,23 13,11 14,65 16,31 39,03 21,09 23,53 4 0,47 0,43 0,39 0,48 0,36 0,33 1,41 1,24 1,10 1,05 0,89 0,79 60 1 37,16 37,28 35,07 27,46 28,68 38,09 46,55 44,79 40,07 26,60 29,41 36,07 2 27,16 27,51 32,36 37,70 25,28 28,22 33,56 32,54 35,76 43,76 21,07 26,31 3 34,88 34,48 31,95 34,23 45,50 33,19 17,77 20,77 22,58 28,12 48,51 36,45 4 0,81 0,73 0,63 0,62 0,54 0,50 2,11 1,90 1,59 1,53 1,02 1,17 214

2000 2000 2000 2000 Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 eläkkeellä olemista kuvaavan pinnan kohouma rajoittuu yli 55-vuotiaisiin ja saavutti huippunsa lamavuonna 1994 (kohouma ei ollut tilastollisesti merkitsevä). Miesten aineistoon sovitetut todennäköisyyspinnat (ei kuvaa) olivat suurin piirtein samanlaiset kuin naisilla (kuva 2). Miesten työajanodotteet olivat vuosina 1980 1991 kaikissa ikäryhmissä suuremmat kuin naisten vastaavat odotteet (taulukko 2 s. 216). Ero oli suurin 20 vuoden iässä, minkä jälkeen se pieneni monotonisesti. Vuosina 1980 2001 nuoremmissa ikäluokissa miesten ja naisten odotteiden trendit ovat samanlaiset, Havaitut Työlliset Sovitetut 0 0.20.40.60.8 1 1.2 Probability 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 Probability 1995 1990 1985 1980 Year 20 30 40 Age 50 60 Työkyvyttömät 2000 1995 1990 1985 Year 1980 20 30 40 Age 50 60 0 0.2 0.4 0.6 Probability 0 0.2 0.4 0.6 Probability 2000 1995 1990 1985 Year 1980 20 30 40 Age 50 60 2000 1995 1990 1985 1980 Year 20 30 40 Age 50 60 Muut elossa olevat 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 Probability -0.2 0 0.20.40.60.8 1 Probability 2000 1995 1990 1985 1980 Year 20 30 40 Age 50 60 Kuolleet 1995 1990 1985 1980 Year 20 30 40 Age 50 60 0 0.005 0.01 Probability 0 0.005 0.01 Probability 1995 1990 1985 1980 Year 20 30 40 Age 50 60 1995 1990 1985 1980 Year 60 20 40 Age Kuva 2. Naisten havaitut ja mallin avulla sovitetut eri tilojen todennäköisyyspinnat iän ja kalenterivuoden mukaan. 215

M. Nurminen, ym. vaikka lasketut arviot usein poikkeavat toisistaan tilastollisesti merkitsevästi. Vanhemmissa ikäluokissa trendit olivat toisenlaiset. Naisten prosenttiluvut pysyivät melko vakaina koko 22 vuoden jakson aikana. Saman jakson aikana miehillä tapahtui 10 prosenttiyksikön pudotus tulevassa työssä vietetyn ajan osuudessa, erityisesti 50-vuotiailla ja sitä vanhemmilla (taulukko 3 s. 217). Tämä vähennys johtui varhaisesta eläköitymisestä, ei työkyvyttömyydestä, jonka prosenttiosuus on laskenut molemmilla sukupuolilla noin vuodesta 1996 Taulukko 2. Naisten ja miesten työssä- ja elossaolotilojen (1 = työllinen, 2 = työkyvytön, 3 = muu elossa oleva) aikaodotteet (vuosia) valituille kalenteri- ja ikävuosille sekä ennusteet vuodelle 2006. Esimerkiksi 20-vuotiaan naisen odotettu jäljellä oleva työssäoloaika vuonna 2001 oli 29,2 vuotta eli hänen odotettiin siirtyvän pois työelämästä 20 + 29,2 = 49,2 vuoden ikäisenä olettaen, että hän aloitti työnteon 20-vuotiaana. Ikä Tila Naiset Miehet x j 1981 1986 1991 1996 2001 2006 1981 1986 1991 1996 2001 2006 16 1 32,91 32,22 31,36 27,61 30,32 29,67 34,93 34,31 33,42 28,70 32,08 31,42 2 4,19 4,26 4,61 5,38 4,05 4,08 5,39 5,14 5,22 6,56 4,65 4,23 3 11,78 12,41 12,94 15,90 14,54 15,18 8,38 9,28 10,13 13,49 12,09 13,18 20 1 31,03 30,53 29,86 26,57 29,17 28,67 33,17 32,75 32,04 27,82 31,02 30,51 2 4,16 4,23 4,58 5,36 4,04 4,06 5,33 5,09 5,17 6,52 4,62 4,20 3 9,70 10,13 10,47 12,98 11,71 12,19 6,20 6,91 7,57 10,44 9,19 10,14 25 1 27,85 27,55 27,08 24,39 26,79 26,50 29,74 29,47 28,92 25,40 28,25 27,91 2 4,09 4,17 4,53 5,31 3,99 4,02 5,25 5,01 5,09 6,42 4,55 4,13 3 7,95 8,18 8,31 10,22 9,14 9,41 4,72 5,27 5,76 7,96 7,04 7,81 30 1 24,03 23,85 23,50 21,32 23,50 23,36 25,60 25,39 24,91 21,87 24,39 24,13 2 4,01 4,10 4,46 5,22 3,93 3,96 5,16 4,92 5,01 6,31 4,47 4,06 3 6,86 6,97 6,96 8,38 7,50 7,62 3,96 4,44 4,87 6,61 5,98 6,66 35 1 19,87 19,75 19,48 17,67 19,64 19,59 21,19 21,00 20,55 17,83 20,09 19,87 2 3,91 4,00 4,36 5,11 3,84 3,88 5,04 4,81 4,91 6,17 4,38 3,97 3 6,12 6,16 6,08 7,15 6,45 6,48 3,50 3,95 4,34 5,79 5,37 6,02 40 1 15,59 15,50 15,26 13,75 15,51 15,51 16,70 16,56 16,12 13,67 15,68 15,48 2 3,78 3,87 4,24 4,95 3,73 3,77 4,88 4,66 4,77 5,98 4,25 3,85 3 5,55 5,56 5,43 6,24 5,71 5,68 3,17 3,56 3,93 5,17 4,92 5,54 45 1 11,35 11,24 11,04 9,80 11,34 11,36 12,38 12,16 11,77 9,63 11,36 11,16 2 3,59 3,71 4,05 4,71 3,55 3,60 4,64 4,44 4,54 5,68 4,05 3,66 3 4,99 4,99 4,85 5,44 5,06 5,00 2,78 3,21 3,53 4,56 4,47 5,06 50 1 7,29 7,22 7,00 6,06 7,33 7,36 8,30 8,06 7,64 5,95 7,32 7,15 2 3,28 3,41 3,78 4,34 3,26 3,31 4,20 4,09 4,17 5,15 3,69 3,32 3 4,37 4,32 4,18 4,57 4,38 4,29 2,36 2,73 3,08 3,82 3,90 4,45 55 1 3,75 3,74 3,55 2,87 3,80 3,84 4,72 4,53 4,13 2,84 3,88 3,76 2 2,73 2,79 3,17 3,71 2,73 2,78 3,40 3,30 3,47 4,23 3,03 2,69 3 3,49 3,44 3,25 3,41 3,46 3,37 1,81 2,11 2,35 2,89 3,06 3,52 60 1 1,22 1,23 1,19 0,81 1,22 1,28 1,91 1,80 1,62 0,88 1,29 1,36 2 1,69 1,71 1,85 2,41 1,74 1,72 2,04 1,96 1,97 2,68 1,85 1,60 3 2,09 2,05 1,96 1,78 2,03 1,99 1,03 1,23 1,39 1,44 1,85 2,03 216

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 lähtien. Vuoden 1996 odotteissa näkyy 1990- luvun alun laman vaikutus: työajanodote on lyhyempi kuin muiden valittujen vuosien odotteet. Ennusteet vuodelle 2006 näyttävät toisenlaisilta: naisten työajanodote on suurempi kuin miesten odote 40 55-vuotiailla. Esimerkiksi 50-vuotiaan naisen työajanodote oli 7,36 vuotta ja miehen 7,15 vuotta (taulukko 2 s. 216). Vaikka erot eivät ole tilastollisesti merkitseviä, on trendi huomionarvoinen. Kuvissa 3 a ja 3 b on esitetty, mikä osuus elinajanodotteesta ollaan työllisenä, työkyvyt- Taulukko 3. Työssä- ja elossaolotilojen (1 = työllinen, 2 = työkyvytön, 3 = muu elossa oleva) aikaodotteet ilmaistuna prosentteina jäljellä olevasta elinajasta tarkasteltavasta iästä 64 vuoden ikään asti. Esimerkiksi ensimmäinen prosenttiluku (16-vuotiaana työnsä aloittavan naisen työajanodote suhteessa elinajan odotteeseen vuonna 1981) lasketaan taulukon 2 odotteista seuraavasti: 100 e 1 (16) / e 0 (16) = 100 32,9/(32,9 + 4,19 + 11,78) % = 67 %. Ikä Tila Naiset Miehet x j 1981 1986 1991 1996 2001 2006 1981 1986 1991 1996 2001 2006 16 1 67 66 64 56 62 61 72 70 69 59 66 64 2 9 9 9 11 8 8 11 11 11 13 10 9 3 24 25 26 33 30 31 17 19 21 28 25 27 20 1 69 68 66 59 65 64 74 73 72 62 69 68 2 9 9 10 12 9 9 12 11 12 15 10 9 3 22 23 23 29 26 27 14 15 17 23 21 23 25 1 70 69 68 61 67 66 75 74 73 64 71 70 2 10 10 11 13 10 10 13 13 13 16 11 10 3 20 21 21 26 23 24 12 13 14 20 18 20 30 1 69 68 67 61 67 67 74 73 72 63 70 69 2 11 12 13 15 11 11 15 14 14 18 13 12 3 20 20 20 24 21 22 11 13 14 19 17 19 35 1 66 66 65 59 66 65 71 71 69 60 67 67 2 13 13 15 17 13 13 17 16 16 21 15 13 3 20 21 20 24 22 22 12 13 15 19 18 20 40 1 63 62 61 55 62 62 67 67 65 55 63 62 2 15 16 17 20 15 15 20 19 19 24 17 15 3 22 22 22 25 23 23 13 14 16 21 20 22 45 1 57 56 55 49 57 57 63 61 59 48 57 56 2 18 19 20 24 18 18 23 22 23 29 20 18 3 25 25 24 27 25 25 14 16 18 23 22 25 50 1 49 48 47 40 49 49 56 54 51 40 49 48 2 22 23 25 29 22 22 28 27 28 35 25 22 3 29 29 28 31 29 29 16 18 21 26 26 30 55 1 38 38 36 29 38 38 48 46 42 29 39 38 2 27 28 32 37 27 28 34 33 35 42 30 27 3 35 35 33 34 35 34 18 21 24 29 31 35 60 1 24 25 24 16 24 26 38 36 32 18 26 27 2 34 34 37 48 35 35 41 39 40 54 37 32 3 42 41 39 36 41 40 21 25 28 29 37 41 217

M. Nurminen, ym. Naisten työ- ja elinajanodotteet 80 Ikä 25 vuoteen asti Työajanodote Työkyvyttömänä Vanhuuseläkkeellä Ikä, vuosia 65 60 40 20 0 1981 1986 1991 1996 2001 Vuosi Kuva 3a. Naisten työ- ja elinajanodotteet. Kuva 4a. Naisten työ- ja elinajanodotteet. Miesten työ- ja elinajanodotteet 80 Ikä 25 vuoteen asti Työajanodote Työkyvyttömänä Vanhuuseläkkeellä Ikä, vuosia 65 60 40 20 0 1981 1986 1991 1996 2001 Vuosi Kuva 3b. Miesten työ- ja elinajanodotteet. tömänä tai vanhuuseläkkeellä ym. olettaen, että työskentely aloitettiin 25-vuotiaana (tarkastelun aloitusikä). Naisten elinajanodote kasvoi 3,7 vuotta vuodesta 1981 vuoteen 2001, miesten elinajanodote kasvoi 5,1 vuotta. Samana ajanjaksona vanhuus- tai muulla eläkkeelläoloaika piteni naisilla 1,2 vuotta ja miehillä 2,3 vuotta. Siten väestössä on tapahtunut merkittävää ikääntymistä. Työkyvyttömyysajan odote laski miehillä 5,3 vuodesta 4,6 vuoteen ja naisilla 4,1 vuodesta 4,0 vuoteen. POHDINTA Tutkimuksessamme sovelsimme uutta analyysimenetelmää Suomen virallisiin tilastoihin arvioidaksemme, mikä osuus työuran maksimikestosta ollaan työllisenä, työkyvyttömänä tai tilassa muu elossa oleva. Tämä arviointi teh- 218

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 tiin erikseen miehille ja naisille vuosille 1980 2001, ja annettiin ennuste vuodelle 2006. Työajanodotteiden laskemiseen yleisesti käytetty prevalensseihin perustuva ns. Sullivanin 40 menetelmä on yksinkertaisempi kuin tässä työssä sovellettu Davisin ryhmän 6 menetelmä. Sullivanin menetelmällä on kuitenkin vajavaisuuksia: se soveltuu aineistoihin, jotka on kerätty yhtenä ajankohtana tai yksittäisestä työvoimatutkimuksesta. Lisäksi Sullivanin menetelmällä on mahdollista tarkastella työajanodotteiden estimoinnissa vain yhtä tilamuutosta kerrallaan, kun taas insidensseihin perustuvan monitilamallin 15, 38 avulla voidaan tarkastella siirtymisiä useiden tilojen välillä. Prevalenssilukuja voidaan käyttää arvioina vastaaville reunajakauman todennäköisyyksille, jotka määrittelevät tilojen multinomijakauman. Davisin, Heathcoten ja O Neillin 5 kehittämän menetelmän tärkein ero ja etu verrattuna edellä mainittuihin tavanomaisiin frekvensseihin perustuviin menetelmiin on, että siinä frekvenssit korvataan parametrisoiduilla multinomijakauman todennäköisyyksillä, jotka sitten estimoidaan moderneilla regressio-tekniikoilla 26. Tämä uusi lähestymistapa mahdollistaa useiden selittävien tekijöiden mukaan ottamisen regressiomalliin ja niiden vaikutusten tilastollisen testaamisen analyyttisesti, ei pelkästään numeerisesti kuvaten. Tässä tutkimuksessa mallissa oli samanaikaisesti mukana ikä, kalenterivuosi ja niiden yhdysvaikutus sekä muita termejä, jotka kuvasivat aineiston erikoispiirteitä (lamavuosien ja sota-ajan syntymäkohortin vaikutukset). Davisin, Heathcoten ja O Neillin menetelmällä on mahdollista analysoida sekä useampia poikkileikkausaineistoja 5 yhdessä (kuten tässä tutkimuksessa) että pitkittäisaineistoja 6. Tässä työssä käytetyn estimointimenetelmän tilastotieteellinen perusta ja aineiston mallintamisen yksityiskohdat on esitetty muualla 34. Arvion mukaan esimerkiksi 16-vuotiaan miehen työajanodote vuonna 2001 oli 32,1 vuotta ja naisen 30,3 vuotta; 50-vuotiaan odote oli 7,3 vuotta molemmilla sukupuolilla. Olisi mielenkiintoista verrata näitä työajanodotteita Hytin 15, 16 tutkimuksissa laskettuihin aktiiviajan odotteisiin, joita laskettiin sekä prevalensseihin perustuvalla Sullivanin menetelmällä että insidensseihin perustuvan monitilamallin avulla. Tämä ei kuitenkaan ole mahdollista, koska Hytti 16 määrittelee aktiiviaikaan kuuluvaksi kaiken muun ajan kuin eläkkeelläoloajan. Tässä tutkimuksessa työssäoloajaksi ei laskettu mukaan esimerkiksi opiskeluaikaa (tilassa muu elossa oleva vietettyä aikaa). Sen sijaan Hytin ja Nion 19 uudessa tutkimuksessa esittämät (Sullivanin menetelmällä lasketut) arviot työllisen ajan odotteille ovat vertailukelpoisia edellä mainittujen työajanodotteiden kanssa: 15 16-vuotiaille: miehet 32,8 ja naiset 31,1 vuotta. 15-vuotiaiden odotteet vastaavat melko hyvin toisiaan: sukupuolten välinen ero miesten hyväksi on lähes sama kummassakin tutkimuksessa, 1,8 ja 1,7 vuotta (Hytin tutkimuksessa tarkasteltiin 15-vuotiaiden odotetta ja tässä tutkimuksessa 16- vuotiaiden odotetta, käytännössä odotteet ovat lähes samoja) 50-vuotiaille: miehet 8,6 ja naiset 8,3 vuotta. Sen sijaan 50-vuotiailla luvut poikkeavat kahdella tavalla. Ensinnäkin tässä tutkimuksessa miesten ja naisten odotteet olivat samoja, kun taas Hytin ja Nion 19 arvioissa miesten odote oli naisten odotetta 0,3 vuotta pidempi. Toisaalta tämän tutkimuksen arviot olivat 1,0 1,3 vuotta lyhyempiä kuin vertailun kohteena olevassa tutkimuksessa. Jälkimmäinen ero johtunee siitä, että Hytin ja Nion 19 arviossa työllisen ajan odote oletettavasti laskettiin 74 vuoden ikään asti (kuten työvoimaan kuulumisajan odotekin). Tässä tutkimuksessa laskeminen ulotettiin vain 64-vuotiaisiin; odotteiden ero on puoli vuotta. Siten tutkimusten arvioiden poikkeavuus toisistaan supistuu noin puoleksi vuodeksi. Se voi hyvin selittyä käytetyistä erilaista arviointimenetelmistä. Suomalaisten työajanodotteita käsittelevä ensiarvoisen tärkeä tutkimus on myös Hytin 18 julkaisema. 219

M. Nurminen, ym. Tämän tutkimuksen työajanodotteiden kehitystrendien vertailu 1990-luvun alusta lähtien Hytin ja Nion 19 vastaaviin arvioihin antaa varsin samansuuntaiset näkymät. Tulostemme mukaan 50-vuotiaiden odotteet laskivat laman aikana vuodesta 1991 vuoteen 1996, miehillä 1,5 vuotta ja naisilla 1,0 vuotta. Vuonna 2001 naiset olivat päässeet ennen lamaa vallinneelle tasolle, ja heidän odotteensa oli sama kuin miehillä, 7,3 vuotta. Ennusteemme mukaan vuoteen 2006 mennessä 50-vuotiaiden miesten työajanodote laskee 7,15 vuoteen, kun sen naisilla pysyy samalla tasolla eli ylittää miesten odotteen. Hytti ja Nio 19 totesivat, että ikääntyneillä työssä vietetyn ajan kasvusuuntaus on jatkunut vuosina 1994 2003, tosin kahtena viime vuotena selvästi hidastuen. Heidän arvionsa mukaan 50-vuotiailla miehillä työllisen ajan odote oli koko tarkastelujakson 1990 2003 ajan miehillä naisia pidempi, tosin ero sukupuolten välillä oli kaventunut 0,3 vuodella. Hytin ja Nion 19 tuloksissa oli merkittävää se, että työllisen ajan odote on 50-vuotiailla miehillä vuonna 2003 jo saavuttanut ja naisilla ylittänyt 1900-luvun lamaa edeltäneen tason. Työssä käyvän väestön osuus laski koko tarkasteltavana ajanjaksona 1980 2001, mutta 1990-luvun loppupuolella työllisten osuus kasvoi. Vuoden 2001 työllisyysasteet olivat kaikissa viisivuotisikäryhmissä suuremmat kuin laman aikana vuonna 1994. Vanhimmissa ikäryhmissä päästiin jo lamaa edeltäneelle tasolle: 55 59-vuotiaiden työllisyysaste oli vuonna 2001 suurempi kuin 1980. Eläkkeelle siirtymisikä nousi kansallisen ikäohjelman aikana 1998 2002, ja ikääntyneiden työllisyysaste kohentui keskimääräistä voimakkaammin ja lähentyi näin muiden ikäryhmien työllisyyttä 39. Eläkkeelle siirtymisen iän mittaamista koskeva raportti antaa hyödyllistä lisätietoa 23. Eläkkeelle siirtymistä koskevia suomalaisia tutkimuksia on koottu bibliografiaan 41. Eläkkeellä olevat työikäiset ovat suurin työvoiman ulkopuolella oleva ryhmä. Kehitys heijastaa vanhuusväestön määrän kasvua ja eliniän pitenemistä. Mutta kuten Eläketurvakeskuksen tutkimuspäällikkö Seija Ilmakunnas 20 on huomauttanut, työvoiman katoon on useita syitä. Työvoiman väheneminen ei johdu pelkästään siitä, että työvoima pakenee eläkkeelle. Pulmana on, että entistä useampi työikäinen on jäänyt kokonaan työmarkkinoiden ulkopuolelle. Erityisesti nuorten työvoimaosuus on vähentynyt viime vuoden aikana. Kun työmarkkinoilta ollaan pitkiä aikoja poissa (esim. lastenhoitovapaalla), työhön palaaminen voi vaikeutua. Työnantajat saattavat rekrytoida valikoivasti pienten lasten vanhempia, varsinkin äitejä. Sukupuolten väliseen eroon elinajanodotteessa (Suomessa 6,6 vuotta vuonna 2002 44 ) liittyy kaksi huomionarvoista seikkaa: 1. On oletettu, että tämä ero voidaan osittain selittää biologisilla vaikutuksilla: esimerkiksi mieshormoni (testosteroni) nostaa pahan (LDL) kolesterolin tasoa, kun taas naishormoni (estrogeeni) alentaa sitä ja nostaa hyvän (HDL) kolesterolin tasoa 4. Kehittyneissä teollistuneissa maissa, kuten Suomessa, tämä ero voi kuitenkin lopulta alkaa kaventua, kun naiset alkavat omaksua miesten terveydellisesti haitallisia tapoja esimerkiksi tupakointia, liiallista alkoholinkäyttöä ja liiallista kodin ulkopuolella tapahtuvaa työskentelyä 51. Itse asiassa väestötilastot osoittavat, että 1966 1980 Suomessa syntyneen poikalapsen ja tyttölapsen ero elinajanodotteessa kasvoi, mutta sen jälkeen ero on kaventunut 8,7 vuodesta 6,6 vuoteen 44. 2. Vaikka naiset elävät miehiä kauemmin, naisilla on huonompi terveydentila 27 tai he ovat toiminnallisesti kyvyttömämpiä mitattuna sellaisilla muuttujilla, jotka eivät välttämättä osoita työkyvyttömyyttä 49. Työkyvyttömyyseläkkeellä olevien ikäryhmittäinen väestöosuus on Suomessa miehillä suurempi kuin naisilla 8. Sen lisäksi työkyvyttömänä oloajan odote oli miehillä pidempi kuin naisilla (kuvat 3 a ja b s. 218). 220

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 Me havaitsimme, että työkyvyttömyys oli 55- vuotiaiden ja sitä vanhempien miesten ja naisten työelämästä ennenaikaiselle eläkkeelle siirtymisen merkittävä syy. Työkyvyttömyysluvut saavuttivat huippunsa vuonna 1994 (310 600 eläkkeensaajaa), minkä jälkeen ne alkoivat laskea. Vuonna 2001 oli 267 900 eläkkeensaajaa (kattaa sekä Suomessa että ulkomailla asuvat, joita oli vuosina 1993 2001 keskimäärin 4 % eläkkeensaajista). Tähän kehitykseen on monta syytä 12. Yksilöllisen varhaiseläkkeen saajien määrä kasvoi 1980-luvun lopulla ja 1990-luvun alussa nopeasti, kun tämä eläkemuoto tuli voimaan valtion ja kunnallisen alan eläkejärjestelmissä. Alttius siirtyä varhaiseläkkeelle lisääntyy, kun ihmiset lähestyvät ikää, jolloin on mahdollista siirtyä pois työelämästä. Tämä trendi jatkuu kuitenkin vain 60 ikävuoteen saakka, minkä jälkeen se vähenee tai tasoittuu 25. Työvyttömyyseläkkeensaajien väestöosuus Suomessa pieneni 1990-luvun alun syvän laman jälkeen 8. 1990-luvun loppupuolella suuri määrä yksilöllisistä varhaiseläkkeistä muuttui vanhuuseläkkeiksi, koska 1980-luvun lopulla varhaiseläkkeelle siirtyneet suuret joukot saavuttivat silloin eläkeiän. Osittain tähän kehitykseen vaikutti varhaiseläkkeeseen oikeuttavan ikärajan nostaminen. Myös ns. työttömyysputki ja työttömyyseläkkeen käyttö työkyvyttömyyseläkkeen vaihtoehtona ovat voineet vaikuttaa työkyvyttömyyseläkeläisten vähentymiseen. Vaikka työkyvyttömyyseläkkeensaajien väestöosuus on pienentynyt, on työkyvyttömyyseläkkeen hakemisalttius ja alkavuus kasvanut 1990-luvun loppupuolella. Vuonna 2002 eläkkeelle siirtyneistä 45 % oli työkyvyttömyyseläkkeellä, 34 % vanhuuseläkkeellä, 19 % työttömyyseläkkeellä ja 2 % maatalouden erityiseläkkeellä 8. Työkyvyttömyyseläkkeiden ja erityisesti työttömyyden ja työkyvyttömyyden yhteyksiä on ansiokkaasti pohdittu lukuisissa Eläketurvakeskuksen, Kansaneläkelaitoksen ja Tilastokeskuksen tutkimuksissa (esim. Gould 10, 11, Hytti 14, 17, Janatuinen 21, Järnefelt 22, Rantala & Romppainen 36 ). Heterogeeninen luokka muu elossa oleva painottuu nuorimmissa ikäryhmissä opiskelijoihin sekä vanhimmissa ikäluokissa työttömiin ja työkyvyttömyyseläkeläisiin. Suomi on kärsinyt korkeasta työttömyydestä jo vuosia. Lähinnä 60 64-vuotiaissa on myös mukana alennetussa eläkeiässä vanhuuseläkkeelle siirtyneitä. Tilastokeskuksen mukaan Suomessa oli keskimäärin 235 000 työtöntä henkilöä (9 % työvoimasta) vuonna 2003 45, mutta sitä edeltävien kymmenen vuoden aikana työttömyysaste on ollut huomattavasti korkeampi, esimerkiksi 16 % vuonna 1993. Työttömiä on Suomessa edelleen huomattavasti muiden Euroopan maiden keskiarvoa enemmän. Lisäksi esiintyy piilotyöttömyyttä, jota on vaikeata mitata, mutta sen on arvioitu olevan jopa 100 000 henkilöä vuoden 2001 lopulla 46. Piilotyöttömät luetaan työvoimatutkimuksessa työvoiman ulkopuolella oleviin. Piilotyöttömiin kuuluvat muun muassa sellaiset Työministeriön työnhakijarekisterissä olevat henkilöt, jotka eivät ole hakeneet aktiivisesti työtä neljän viime viikon aikana eivätkä voi vastaanottaa työtä kahden viikon kuluessa. Työttömyys aiheuttaa yhteiskunnalle mittavia kustannuksia. Työttömyyskorvauksista aiheutuvien suorien kustannuksien lisäksi tulee epäsuoria kustannuksia, jotka ovat seurausta menetetystä tuotannosta. Pitkän ajanjakson ongelmat ovat täysin erilaiset. Suomen väestö ikääntyy aikaisemmin ja nopeammin verrattuna moniin muihin Euroopan unionin maihin 35. Väestön ikääntymiseen liittyvät ongelmat vaikeutuvat sen takia, että Suomessa vanhemmat työntekijät siirtyvät pois työmarkkinoilta aiemmin kuin paljolti muualla 1. Tämän seurauksena työvoima voi alkaa vähetä seuraavien muutamien vuosien kuluessa. Työvoimapulan lisäksi Suomea uhkaa hidastunut taloudellinen kasvu ja kasvavat sosiaalikulut, jollei ryhdytä toimenpiteisiin ennenaikaisen eläkkeellesiirtymistrendin kääntämiseksi. Vaikka ikääntyvät ja kokeneet työntekijät voisivatkin antaa hyödyllisen panoksen talouselämälle ja yhteiskunnalle, heitä ei ehkä aina rohkaista tarpeeksi jatkamaan työssään 221

M. Nurminen, ym. pitempään tai kehittämään taitojaan 50 ikävuoden jälkeen. Työvoiman saatavuus -projektin raportin keskeisin viesti olikin: On riski, ettei kohtuullinen talouskasvu toteudu, koska työvoimaa ei ole saatavilla. Työvoimaa poistuu lähivuosina runsain määrin työelämästä erityisesti eläkkeelle. Työmarkkinoille tuleva uusi työvoima ei riitä edes heidän korvaamiseensa. 48 Suomen Pankin makroekonomisen ennusteen mukaan työllisyysasteen pitäisi olla 68,3 % vuonna 2005 2. Toukokuussa 2004 työllisyysaste oli 67,7 % 45. Ennustetaan, että seuraavien kymmenen vuoden aikana on mahdollista lisätä työllisyyttä huolimatta siitä, että työikäisen väestön määrä pienenee 2. On laskettu, että Suomessa on käyttämätöntä työvoimavaraa yhteensä 200 000 300 000 henkilöä (työllinen työvoima 2,6 miljoonaa) 2. Suomen oma työtön väestö voisi olla lähiajan tärkein työvoimaresurssi. Sen työllistäminen olisi välttämätöntä, kun pyritään ratkaisemaan suurten ikäluokkien työvoimasta poistumisen aiheuttama ongelma. Työmarkkinoiden vaatimukset ovat kuitenkin sellaiset, ettei suurella työttömien joukolla ole sinne juurikaan mahdollisuuksia. Toisaalta opiskelijat ovat varsin hyvää työvoimareserviä tulevaa tarvetta ajatellen. Suuri työvoimareservi on myös eläkeläiset. 60 74-vuotiaiden määrä kasvaa Suomessa 400 000:lla eli 40 %:lla vuoteen 2005 mennessä. Työllisyysasteen kohottamiseksi 75 prosenttiin työllisiä tarvittaisiin noin 250 000 henkilöä lisää. Taloudellisen yhteistyön ja kehityksen järjestön (OECD) 35 mukaan työkyvyttömyyseläkkeitä tulisi myöntää rajoitetummin, koska on olemassa riski, että niitä käytetään tulevaisuudessa enemmän, kun yksilöllinen varhaiseläke lakkautetaan. Tämän lisäksi tarvitaan nopeasti uudistuksia, joiden avulla todellista eläkkeellesiirtymisikää voitaisiin nostaa: vuonna 2003 suomalaiset siirtyivät eläkkeelle keskimäärin 59-vuotiaina 23. Eduskunnan vuonna 2003 hyväksymät merkittävät muutokset yksityisen alan eläkelakiin auttanevat tämän tavoitteen saavuttamisessa. Uusi laki säätää ansiosidonnaisen eläkkeen ikärajat entistä joustavammaksi 62:sta 68:aan vuoteen samalla kun kannustetaan työssä jatkamista parantamalla selvästi eläkekarttumaa 63 ikävuoden täyttämisen jälkeen. Tärkein muutos kuitenkin on, että eläkkeen määrä tulee riippuvaiseksi elinaikaisista ansioista, ja elinajan odotteen kasvaminen vaikuttaa eläkeikään. Yksilöllisen varhaiseläkkeen lisäksi lakkautetaan työttömyyseläke. Täten on vain kaksi tietä siirtyä varhaiseläkkeelle: tavanomainen työkyvyttömyyseläke ja osaaikaeläke. Yksilöllisen varhaiseläkkeen lopettaminen todennäköisesti lisää työkyvyttömyyseläkkeelle siirtyvien määrää. Toisaalta eläkeuudistus todennäköisesti parantaa ikääntyvän työväestön työllisyysastetta. Kaikki nämä uudistukset, jotka tulevat voimaan vuonna 2005, on suunnattu kannustamaan työntekijöitä pysymään tulevaisuudessa työssä pidempään kuin ennen. Arvioita eläkeuudistuksen merkityksestä ovat esittäneet Takala ja Uusitalo 42 sekä Eläketurvakeskus 9. Ehdotus uudeksi kuntatyöntekijöiden eläkelaiksi esitettiin vuonna 2002. Kuolleisuustutkimukset ovat osoittaneet, että niistä henkilöistä, jotka jonkin tietyn vuoden aikana ovat kuolleet, on suurempi osa ollut kuollessaan työttömänä kuin työllisenä. Esimerkiksi suomalaisista työntekijöistä vuonna 1990 tai 1991 työttömiksi jääneitä henkilöitä kuoli miehistä yli 70 % ja naisista yli 50 % enemmän kuin vastaavina vuosina työllisiä henkilöitä 29. Suomessa 1990-luvun laman alkuvuosina työttömäksi jääminen liittyi oletettavasti työntekijän henkilökohtaisiin (psyykkisiin, sosiaalisiin ja taloudellisiin) ominaisuuksiin suhteessa terveyteen. Työttömyyden terveydelliset vaikutukset ovat oletettavasti yhteydessä psykososiaaliseen stressiin, joka puolestaan vaikuttaa sekä henkiseen että fyysiseen terveyteen. Lisääntynyt tupakointi, alkoholin ja huumeiden käyttö voivat myös olla osoituksia yrityksestä tulla toimeen tämän stressin kanssa. Martikainen ja Valkonen 28 tutkivat työttömyyden ja kuolleisuuden välisen yhteyden 222

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 voimakkuutta laman aikana, jolloin työttömyysaste lisääntyi nopeasti ja oli huipussaan 19 %:ssa vuoden 1994 alussa. He havaitsivat, että tämä assosiaatio heikkeni, kun yleinen työttömyysaste kasvoi. Korkean työttömyyden aikana työelämän ulkopuolelle joutuminen ja siellä pysyminen eivät ilmeisesti ole niin riippuvaisia henkilökohtaisista ominaisuuksista kuin matalan työttömyyden vallitessa. Tässä tutkimuksessa mallin sovitus viittaa kuolleisuuden nousuun laman vuosina 1993 1996, mutta tulos ei ollut tilastollisesti merkitsevä. Kuitenkin vanhimmista ikäluokista näyttää kuolleen keskimääräistä vähemmän henkilöitä. Siten ei voida tehdä yleistä johtopäätöstä laman aiheuttaman työttömyyden ja mortaliteetin välisestä syy-yhteydestä. Sota-aikana syntyneen väestön silmiinpistävä kohortti-efekti, joka liittyy työvoima-aktiviteettiin, on arvoituksellinen, ja sille voidaan esittää vain spekulatiivisia selityksiä. Hollantilainen takautuva kohorttitutkimus 31 tarkasteli raskauden (1. ja 2. trimesterin) aikaisen vakavan aliravitsemuksen mahdollisia vaikutuksia epäsosiaaliseen käyttäytymiseen. Tutkimuksessa verrattiin jälkeläisiä, joiden äidit olivat altistuneet nälälle toisen maailmansodan lopulla Hollannissa ruokasaarron aikana, altistumattomiin jälkeläisiin. Tulokset osoittivat, että altistuneilla miehillä ilmeni varhaisessa aikuisiässä 2,5 kertaa vertailuhenkilöitä useammin häiriöitä sosiaalisessa käyttäytymisessä mikä voi vaikuttaa ennenaikaiseen työelämästä poissiirtymiseen koko eliniän ajan. Suomalainen tutkimus 3 puolestaan osoitti, että sikiönä kohdussa hitaasti kasvaneet miehet säilyivät aikuisiässä biologisesti erilaisina kuin muut miehet: he ovat 2,6 kertaa alttiimpia sairastumaan koronaaritautiin, jos he ovat olleet syntyessään laihoja sekä lisäksi ovat kuuluneet alhaiseen sosiaali- ja ansiotuloluokkaan. Yhteenvedoksi toteamme, että Suomen työikäisen väestön työllisyys- ja työkyvyttömyysluvuissa on tapahtunut merkittäviä muutoksia vuosina 1980 2001. Miesten työajanodotteet ovat lyhentyneet tänä ajanjaksona, ja muun elossaoloajan odotteet ovat pidentyneet. Nämä kehityssuunnat vaativat määrätietoisia yhteiskuntapoliittisia toimenpiteitä trendien kääntämiseksi. KIITOKSET Kiitämme Tilastokeskusta, joka antoi työllisten lukumäärät ja kuolemanvaaraluvut, ja Kansaneläkelaitosta, joka antoi työkyvyttömyyseläkkeensaajien lukumäärät. Kiitämme myös Esko Ruhasta, Juhani Ilmarista, Tuula Nurmista ja aikakauskirjan asiantuntijoita arvokkaista kommenteista. KIRJALLISUUS 1. Aro T: Work ability and functional capacity The Finnish point of view. Teoksessa: Current trends in disability pensions, s. 71 85. Toim. Gould R & Laitinen-Kuikka S. Finnish Centre for Pensions, Helsinki 2003. 2. Bank of Finland: The Bank of Finland s macroeconomic forecast 2003 2005. Bank of Finland Bulletin 77 (2003)1. Bank of Finland, Helsinki 2003. 3. Barker DJ, Forsen T, Uutela A, Osmond C & Eriksson JG: Size at birth and resilience to the effects of poor living conditions in adult life: longitudinal study. British Medical Journal 23 (2001) 1273 1276. 4. Cromie WJ: Why women live longer than men? The Harvard University Gazette, October 11, 1998. 5. Davis BA, Heathcote CR & O Neill TJ: Estimating cohort health expectancies from cross-sectional surveys of disability. Statistics in Medicine 20 (2001) 1097 1111. 6. Davis BA, Heathcote CR & O Neill TJ: Estimating and interpolating a Markov chain from aggregate data, Biometrika 89 (2002) 95 110. 7. Davis BA, Heathcote CR, O Neill TJ & Puza BD: The health expectancies of older Australians. Demography Working Paper No. 87, Demography Program, RSSS, Australian National University, Canberra 2002. Http://demography.anu.edu.au/ workingpapers.html (4.8.2004) 223

M. Nurminen, ym. 8. Eläketurvakeskus (ETK), Kansaneläkelaitos (KELA): Tilasto Suomen eläkkeensaajista 2002. ETK, KELA, Helsinki 2003. 9. Eläketurvakeskus (ETK): Arvioita työmarkkinajärjestöjen sopiman yksityisalojen eläkeuudistuksen vaikutuksista. ETK:n monisteita 40/2002. ETK, Helsinki 2002. 10. Gould R: Pathways of early exit from work in Finland in period of high unemployment. Teoksessa: Work after 45?, s. 112 123. Toim. Kihlbom Å & ym. Volume 1. Arbetslivsinstitutet, Solna, Arbete och Hälsa 1997:29. 11. Gould R: Työttömyys ikääntyneiden työkyvyttömyyseläkekäytännössä 1990-luvulla. Sosiaalilääketie teellinen Aikakauslehti 2/2001. 12. Gould R & Nyman H: Työkyvyttömyyseläkkeet 1990 2001. Julkaisuja 2002:38. Kansaneläkelaitos, Helsinki 2002. 13. Green PJ & Silverman BW: Nonparametric Regression and Generalized Linear Models. A Roughness Penalty Approach. Chapman & Hall, London 1994. 14. Hytti H: Early exit from the labour market through the unemployment pathway in Finland. Central Pension Security Institute. Working Papers 2. Helsinki 2002. 15. Hytti H: Elinajan taulun monitilamallin soveltaminen eläke- ja aktiiviajan odotteisiin. Kansaneläkelaitoksen julkaisuja T2:21, Helsinki 1995. 16. Hytti H: Odotettavissa oleva elinaika, aktiiviaika ja eläkeaika. Kansaneläkelaitoksen julkaisuja T2:20, Helsinki 1994. 17. Hytti H: Työkyvyttömyyseläkkeelle siirtymisen yhteiskunnalliset taustatekijät. Kansaneläkelaitoksen julkaisuja M:87. Kansaneläkelaitos, Helsinki 1993. 18. Hytti H: Varhainen eläkkeelle siirtyminen Suomen malli. Kansaneläkelaitoksen tutkimuksia 32. Kansaneläkelaitos, Helsinki 1998. 19. Hytti H & Nio I: Työllisyysohjelman seuranta ja työssäolon pituus. Työpoliittinen Aikakauskirja 1/2004. 20. Ilmakunnas S: Työvoiman katoon useita syitä. Helsingin Sanomat 22.8.2004. 21. Janatuinen Esa: Miksi ennenaikaiselle eläkkeelle? Tutkimus valtion työntekijöiden työkyvyttömyyseläkkeelle, yksilölliselle varhaiseläkkeelle ja työttömyyseläkkeelle siirtymisen taustoista. Valtionkonttori. Oy Edita Ab, Helsinki 2001. 22. Järnefelt N: Ikääntyvien työuran päättyminen lamavuosina ja nousukaudella. Työmarkkinat 2003:10. Tilastokeskus, Helsinki 2003. 23. Kannisto J, Klaavo T, Rantala J & Uusitalo H: Missä iässä eläkkeelle? ETK:n raportteja 32, 2003. Eläketurvakeskus (ETK), Helsinki 2003. 24. Kansaneläkelaitos: Kansaneläkelaitoksen tilastollinen vuosikirja, 2001. Kansaneläkelaitoksen julkaisuja T1: 36. Kansaneläkelaitos, Helsinki 2002. 25. Karisalmi S: Työn vaatimukset, työkeskeisyys ja ajatukset varhaisesta eläkkeellesiirtymisestä. Teoksessa: Yrityksen menestyminen ja henkilöstön hyvinvointi, s. 62 73. Toim. Tuomi K. Työ ja ihminen, Tutkimusraportti 15. Työterveyslaitos, Helsinki 2000. 26. Liang KY & Zeger SL: Longitudinal data analysis using generalised linear models. Biometrika 73 (1986) 13 22. 27. Macintyre S, Hunt K & Sweeting H: Gender differences in health: are things really as simple as they seem? Social Science and Medicine 42 (1996) 617 624. 28. Martikainen PT & Valkonen T: Excess mortality of unemployed men and women during a period of rapidly increasing unemployment. The Lancet 349 (1996) 909 912. 29. Martikainen P & Valkonen T: Lama ja ennenaikainen kuolleisuus. Väestö 1995:11. Tilastokeskus, Helsinki 1995. 30. Millimet DL, Nieswiadomy M, Ryu H & Slottje D: Estimating worklife expectancy: an econometric approach. Journal of Econometrics 113 (2003) 83 113. 31. Neugebauer R, Hoek HW & Susser E: Prenatal exposure to wartime famine and development of antisocial disorder in early adulthood. Journal of the American Medical Association 282 (1999) 455 462. 32. Nurminen M, Heathcote CR, Davis BA & Pusa BD: Estimating marginal cohort work life expectancies from cross-sectional surveys. Journal of Official Statistics 23 (2004) 495 517. 33. Nurminen M, Heathcote CR, Davis BA & Pusa BD: Estimating conditional working life expectancies from aggregate cohort data. The Internet Journal of Epidemiology 2 (2004)1. 34. Nurminen M, Heathcote CR, Davis BA & Puza BD: Working life expectancies: The case of Finland 1980 2001. Journal of the Royal Statistical Society Series A (Statistics in Society)168 (2005). (Painossa.) 35. Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD). OECD Economic Surveys Finland. Paris, OECD 2002. 36. Rantala J & Romppainen A: Ikääntyvien työmarkkinoilla pysyminen. Eläketurvakeskuksen raportteja 35:2004. Eläketurvakeskus, Helsinki 2004. 37. Richards H & Abele JR: Life and Worklife Expectancies. Tucson, AZ, Lawers and Judges 1999. 38. Rogers A, Rogers RG & Belanger A: Longer life but worse health? Measurement and dynamics. The Gerontologist 30 (1990) 640 649. 39. Sosiaali- ja terveysministeriö (STM): Ikäohjelman monet kasvot Kansallisen ikäohjelman 1998 2002 loppuraportti. STM:n julkaisuja 2002:3. STM, Helsinki 2002. 224

Työajanodotteet Suomessa 1980 2006 40. Sullivan DF: A Single Index of Mortality and Morbidity. Health Services and Mental Health Administration Health Reports 86 (1971) 347 354. 41. Suomalaisien eläketutkimuksen bibliografia. Http:// www.saunalahti.fi/pforma/elaketutkimus.htm (luettu 1.9.2004). 42. Takala M & Uusitalo H (toim): Varhaiseläkkeet muuttuvat mutta miten? ETK:n raportteja 30:2002. ETK (Eläketurvakeskus), Helsinki 2002. 43. Tilastokeskus (TK): Suomen tilastollinen vuosikirja 2001. TK, Helsinki 2002. 44. Tilastokeskus (TK): Suomen tilastollinen vuosikirja 2002. TK, Helsinki 2003. 45. Tilastokeskus: Työssäkäyntitilasto (Väestön pääasiallinen toiminta ja ikä 2002) ja Työvoimatutkimus (Väestön työmarkkina-asema 2003) Tilastokeskuksen StatFin -tilastopalvelu. Http://statfin.stat.fi/Stat- Web/start.asp?LA=fi&lp=home (luettu 17.12.2003). 46. Tilastokeskus: Työttömyys ja työllisyys tilastoissa. Tilastokeskuksen ja työministeriön tilastojen vertailua. Työmarkkinat 2002:17. Tilastokeskus, Helsinki 2003. 47. Tilastokeskus: Työvoimatutkimus 2004, toukokuu. TK, Helsinki 2004. 48. Työministeriö (TM): Varautuminen suurten ikäluokkien aiheuttamaan työmarkkinamuutokseen -projektin väliraportti 3.9.2001. Työhallinnon julkaisu 290. TM, Helsinki 2001. 49. Valkonen T, Sihvonen AP & Lahelma E: Health expectancy by level of education in Finland. Social Science and Medicine 44 (1997) 801 808. 50. Venables WN & Ripley BD: Modern Applied Statistics with S-PLUS. 3rd ed (s. 284). Springer, New York 2001. 51. Wamala S & Ågren G: Gender inequality and public health. European Journal of Public Health 12 (2002) 163 165. vanhempi tutkija, THT, VTT, dos. Markku Nurminen, markku.nurminen@ttl.fi Työterveyslaitos, Epidemiologian ja biostatistiikan osasto, Helsinki emeritus professor and visiting fellow Christopher Heathcote Centre for Mathematics and its Applications, Australian National University, Canberra, Australia senior research officer, PhD Brett Davis School of Finance and Applied Statistics, Australian National University, Canberra, Australia lecturer, PhD Borek Puza School of Finance and Applied Statistics, Australian National University, Canberra, Australia 225