Fagfellevurdert

Barnehage for de minste og tidlige lese- og regneferdigheter

Hvilken effekt har tidlig barnehagestart på den kognitive utviklingen til barn ved syv års alder? Resultatene i denne undersøkelsen peker i retning av at tidlig barnehagestart har en fordelaktig effekt på barnas utvikling, både i lesing og regning. Når vi ser nærmere på ulike undergrupper finner vi antydning til sterkere effekter av barnehagestart blant familier med lav inntekt, både i lesing og regning.

Bruken av barnehage blant de minste barna har økt i mange land i løpet av det siste tiåret.1 I 2010 gikk om lag 43 prosent av barna under to år i barnehage i USA, og det tilsvarende gjennomsnittet i OECD-land var 33 prosent, opp fra 20 prosent i 2003. I flere land er bruken av barnehage vesentlig høyere, med en andel over 50 prosent i land som Danmark, Korea, Nederland og Norge.2

Fotnote: Norge.2

Kilde: OECD's familiedatabase. 

Fotnote: siste tiåret.1

Vi takker Oslo kommune for å stille datamateriale til rådighet og for tilbakemeldinger underveis. En særlig takk til Eli Aspelund, Thomas Bang, Marius Berntzen og Ragnhild Walberg. Prosjektet mottar støtte fra Norges forskningsråd (bevilgning nr. 212305 og 236947). Prosjektet er også en del av forskningsaktivitetene på ESOP ved Økonomisk institutt, UiO. ESOP mottar støtte fra Norges forskningsråd (bevilgning nr. 179552). 

Samtidig er både forskere og politikere bekymret for at tidlig barnehagestart, og dermed tidlig separasjon fra den primære omsorgspersonen (vanligvis mor), kan forårsake stress og angst hos barnet, og at dette kan ha potensielt negative effekter for senere utvikling (Bowlby 1969; Mercer 2006). Likevel vet vi fremdeles lite om hvordan barnehagen påvirker utviklingen til de minste barna. Dette er bekymringsfullt for beslutningstagere fordi offentlige midler brukes til å subsidiere barnehagen, men også for foreldre som skal bestemme om og når de skal la sine barn starte i barnehagen.

I Drange og Havnes (2015) undersøker vi effekten av barnehage for barn i alderen ett til to år på prestasjoner i lesing og regning målt ved syv års alder. Å forstå hvilke effekter barnehagen har for denne aldersgruppen er av avgjørende betydning både fordi bruken av barnehage for disse barna øker sterkt, og fordi barn i denne alderen er antatt å være spesielt sårbare. Vi utnytter et randomisert lotteri fra Oslo kommune som fordeler tilbud om barnehage når det er flere barn som søker enn det er tilgjengelige plasser. Dette gir tilfeldig variasjon i alder ved barnehagestart. Vi dokumenterer at den tilfeldige tildelingen genererer to grupper av barn som ser svært like ut på observerbare kjennetegn, noe som støtter vår empiriske tilnærming. Vi har tilgang til unike data på alle som søker plass, hvem som får tilbud og hvem som starter. Dessuten har vi tilgang til kartleggingsprøver i lesing og regning når barna er syv år. Vi bruker den tilfeldige fordelingen av barnehageplasser som en instrumentvariabel for barnets alder når han eller hun først starter i barnehagen. Vi benytter data for kohortene 2004–2006, der det var langt flere som ønsket barnehage for sine ettåringer enn som faktisk fikk plass.

Våre resultater viser at barn som tilfeldig får et tilbud om barnehage, presterer bedre både i lesing (0,10 SD) og i regning (0,10 SD). Barn som «vinner i lotteriet», og får tilbud om barnehageplass, starter i barnehagen rundt 15 måneders alder. Barn som ikke får tilbud, starter i snitt fire måneder senere, rundt 19 måneders alder, og om lag en tredel starter et helt år senere.

Vår studie bidrar til den voksende litteraturen om barnehagens effekt på utviklingen til barn i førskolealder.3

Fotnote: barn i førskolealder.3

For nylige oversiktsartikler se Almond og Currie (2010), Ruhm og Waldfogel (2011) eller Baker (2011). 

Litteraturen består av to ulike grener, en som ser på behovsprøvde programmer, og en som ser på programmer rettet mot hele populasjonen. Mens studier av behovsprøvde programmer ofte finner substansielle positive effekter,4 er litteraturen som ser på universelle programmer mindre, og funnene mer blandede.5

Fotnote: mer blandede.5

Flere studier fra Canada viser en negativ effekt på flere aspekter av barns utvikling (Baker mfl. 2008; Lefebvre mfl. 2008; DeCicca mfl. 2013), mens Cascio (2009) og Gupta og Simonsen (2010) finner lite støtte for effekter av universelle barnehageprogrammer i henholdsvis USA og Danmark. Samtidig viser studier fra en rekke land positive effekter på en rekke utfall (for USA, se Fitzpatrick 2008; for Uruguay, se Berlinski mfl. 2008; for Norge, se Havnes & Mogstad 2011b, 2014; for Tyskland, se Dustmann mfl. 2013 og Felfe & Lalive 2014; og for Spania, se Felfe mfl. 2015). 

Fotnote: positive effekter,

Perry Preschool og Abecedarian-programmet er eksempler på behovsprøvde, randomiserte programmer (se Barnett 1995 og Karoly mfl. 2005 for oversikt over litteraturen), mens det amerikanske Head Start er et eksempel på et behovsprøvd ikke-randomisert program (se Currie 2001 eller McKey mfl. 1985 for en oversikt over funn fra litteraturen om disse). Selv om funnene er noe blandede, viser de mest robuste studiene av Head Start positive effekter på langtidsutfall som fullføring av videregående skole og deltakelse i høyere utdanning, og negative effekter på kriminalitet (Currie & Thomas 1995; Garces mfl. 2000; Ludwig & Miller 2007; Deming 2009).  

Kartleggingsprøvene vi benytter som mål på barnas utvikling er konstruert for å plukke opp barn som underpresterer. Dette medfører en skjev fordeling av testresultatene, og vi må derfor vise varsomhet når vi skal tolke resultatene. Én måte å gjøre dette på, er å sammenligne våre estimater med gapet mellom testresultater for enkelte veldefinerte undergrupper av befolkningen. For eksempel tilsvarer den estimerte effekten av å få et tilbud omtrent det gjennomsnittlige gapet i testprestasjoner mellom gutter og jenter, eller mellom 30 prosent og 40 prosent av gapet mellom barn med lavt og høyt utdannede foreldre. Merk likevel at testresultatene vi benytter kan betraktes som toppsensurerte, noe som betyr at gapene vi observerer sannsynligvis er mindre enn hva vi ville ha sett med en mer symmetrisk fordeling av testresultater.

Et viktig argument for å subsidiere barnehage, er at barnehagen kan bidra til å utjevne forskjeller i kognitiv utvikling mellom barn fra ulik sosioøkonomisk bakgrunn. Vi finner delvis støtte for dette i våre data: Vi finner tegn på sterkere effekter av tidlig barnehage blant barn fra familier med lav inntekt. Samtidig understreker vi at forskjellene er for upresist estimert til at vi kan konkludere klart. I studier av hvordan barnehagen påvirker barns utvikling, er det viktig å belyse hvilken type barnepass barna ville hatt dersom de ikke hadde fått barnehageplass. Vanligvis vurderer man alternativene foreldrepass, og andre, mer uformelle, kilder til pass. For å undersøke hvilket alternativ som var mest aktuelt for barna i vår studie, starter vi med å se på resultater fra en spørreundersøkelse fra 2002 der man spurte etter etterspørselen etter og faktisk bruk av barnehage blant foreldre med små barn. Mens opp mot 70 prosent av foreldrene oppgir at de etterspør barnehage, enten på heltid eller deltid, er det bare 33 prosent som faktisk har sine små barn i barnehagen. Til sammenligning er det 56 prosent av foreldrene som sier at de passer på barna sine selv, mens bare 17 prosent faktisk foretrekker denne løsningen. Dette tyder på at foreldrepass er det dominerende alternativet for norske småbarn generelt. For å få et anslag på foreldrenes barnepass kontra mer uformell barnepass undersøker vi virkningen av å få et tilbud om barnehage på foreldrenes arbeidstilbud. Resultatene tyder på at tilbud om barnehage øker arbeidstilbudet noe blant både mødre og fedre.

Empirisk strategi

Vi ønsker å undersøke effekten av å starte tidlig i barnehagen på barns kognitive utvikling, og følger framgangsmåten brukt av Abdulkadiroglu mfl. (2011). Fordi effektene av barnehagestart trolig vil avhenge av hvor gammelt barnet er når det først starter, vil vi starte med å estimere følgende sammenheng, 

hvor t betegner kohorten, og ALDERit er barnets alder målt i måneder når han eller hun først starter i en barnehage, offentlig eller privat. Xit inneholder et sett med sosiodemografiske kjennetegn for barnet og dets foreldre, og måles året før barnet ble født.6

Fotnote: før barnet ble født.6

Barnets kjennetegn inkluderer kjønn, fødselsmåned, og paritet. For foreldre har vi med dummyvariabler for fulltidsarbeid, mottak av sosialstønad, fullført videregående skole, fullført universitetsutdannelse, mangelfull registrert utdanning og mangelfull registrering av mor eller far. 

Fordi barnehagestart etter all sannsynlighet delvis bestemmes av foreldres preferanser og barnets egenskaper, er startalder trolig korrelert med uobserverte kjennetegn som også påvirker kognitiv utvikling. For eksempel kan vi tenke oss at mer ressurssterke foreldre har en sterkere tilknytning til arbeidsmarkedet, og derfor sender barnet i barnehagen tidlig. I så fall kan vi forvente at barn som starter tidlig vil ha en raskere kognitiv utvikling enn barn som starter sent, uavhengig av når de starter. På den andre siden kan det være at foreldre som investerer mer i barna sine også utsetter barnehagestarten. I så fall vil det å starte tidlig være en markør for et mindre godt hjemmemiljø, og det å starte tidlig vil kunne sammenfalle med sen kognitiv utvikling. I begge tilfeller vil (1) gi oss et skjevt estimat på effekten av alder ved barnehagestart på kognitiv utvikling.

For å omgå denne problematikken tar vi utgangspunkt i et lotteri som kommuneadministrasjonen i Oslo har brukt for å fordele tilbud om barnehageplasser til søkere når det var flere som ønsket plass enn som faktisk fikk. Hvert år blir størstedelen av ledige barnehageplasser i både offentlige og private institusjoner fordelt i et sentralisert opptak. Søknadsdatoen er rundt 1. mars hvert år, for start i barnehage i august. Foreldre kan søke på opp til syv ulike barnehager, både offentlige og private institusjoner.

Fordeling av plasser skjer først og fremst innenfor den enkelte bydelen, men barn fra andre bydeler kan få plass dersom det finnes ledige plasser igjen etter hovedopptaket. Barn kan søke om prioritert plass dersom de for eksempel har et søsken i samme institusjon, eller dersom de har en funksjonshemming eller andre spesielle behov. I vårt utvalg har om lag 24 prosent av barna en slik prioritet. Barn som fyller ett år etter 1. september, er ikke inkludert i hovedopptaket, men kan motta tilbud etter at dette opptaket er over. I vår analyse vil vi ekskludere begge de nevne gruppene, for å kunne fokusere på hovedgruppen av barn som er med i lotteriet uten å ha noen form for prioritet.

Basert på de innkomne søknadene blir det laget lister over søkere til hver institusjon. Listen over private søkere blir oversendt til den enkelte barnehagen, som selv administrerer opptaket sitt. I tråd med framgangsmåten i Abdulkadiroglu mfl. (2011), ekskluderer vi derfor barn som hadde en privat institusjon som første valg i søknaden sin.

Fordelingsmekanismen i de offentlige institusjonene foregår som følger: En datamaskin randomiserer søkere til den enkelte barnehage, og tilbud blir sendt til så mange av dem som det er ledige plasser i denne institusjonen. Foreldre kan akseptere eller takke nei til et tilbud. Dersom de takker nei, går tilbudet videre til den neste på lista som ikke allerede har fått plass i en annen institusjon. I det et barn får et tilbud om barnehage blir det tatt ut av listene til de andre institusjonene familien har søkt på. Imidlertid kan familien opprettholde søknaden på den høyest rangerte barnehagen på lista. Det er en teoretisk mulighet for at dette i kombinasjon med den øvre grensen på antall institusjoner, kan føre til strategisk søkeadferd, men vi finner ikke tegn på dette i data.

Hovedrunden for fordeling av plasser ender rundt 1. juni. Da får barn som ikke har fått plass, et brev med avslag. Vi bruker bare tilbud datert før 1. juni i våre analyser.

Vi vil bruke en instrumentvariabel-metode for å identifisere effekten av tidlig barnehage, og vi lar tilbudene som gis i lotteriet, fungere som et instrument for barnets alder ved barnehagestart. Vi spesifiserer IV-modellen vår som følger, hvor ligning (2) er andresteget og ligning (3) er førstesteget.

TILBUDit er en dummy-variabel lik én dersom barnet får et tilbud i en offentlig barnehage gjennom lotteriet. I både første og andre steg er residualene gruppert etter den høyest rangerte barnehagen. I tråd med Abdulkadiroglu mfl. (2011) har vi også inkludert indikatorer for lotteri-spesifikke risikosett Dkit for å ta hensyn til at barna kan søke til ulike institusjoner med varierende antall søkere og tilgjengelige plasser. Graden av overtegning bestemmer sannsynligheten for å motta et tilbud. Hvis grad av overtegning for eksempel er korrelert med kvaliteten på barnehagen, og det å søke seg til en god institusjon er korrelert med uobserverbare karakteristika som igjen former kognitiv utvikling, vil en sammenligning basert på lotteritilbud generere skjeve estimater av effekten av tidlig barnehagestart på kognitiv utvikling. For å hindre slik skjevhet kontrollerer vi i studien for antallet barnehager og de spesifikke barnehagene hver familie har søkt på.7

Fotnote: familie har søkt på.7

Risikosettet inneholder et fullt sett av dummyvariabler for hver institusjon per år, så for hver institusjon og år er det en dummy lik en hvis barn i søkte på den institusjonen i det året, og null hvis ikke. I tillegg inneholder risikosettet dummyvariabler for antallet rangerte barnehager en familie har listet. 

Validiteten av lotteritilbudet som et instrument for alder ved barnehagestart avhenger av kvaliteten på lotteriet. Kommuneadministrasjonen har forsikret oss om at fordelingen av plasser var randomisert gjennom en datamaskin-drevet logaritme. Imidlertid er det alltid en mulighet for at randomiseringen gikk galt, eller at det kunne forekomme en manipulering av tilbud mellom den faktiske tilfeldige trekningen og utsendingen av tilbud. Som en test på om randomiseringen var reell, rapporterer vi gjennomsnittet av bakgrunnskjennetegn for barna i utvalget vårt i Tabell 1, separat for hvorvidt barnet fikk et tilbud eller ikke. Tabell 1 viser at de to gruppene er godt balanserte. Vi har også testet dette formelt ved å kjøre en regresjon der vi undersøker om det å få et tilbud henger sammen med noen av bakgrunnskjennetegnene, samtidig som vi kontrollerer for risikosettet, og finner at de fleste variablene ikke oppnår statistisk signifikans på rimelige nivåer. Når vi tester den kombinerte hypotesen om at alle koeffisientene er lik null, får vi en F-verdi på 1,22, og vi kan dermed ikke forkaste hypotesen. Dette bekrefter at de to gruppene er godt balanserte på observerbare kjennetegn. 

Tabell 1. Balanse i bakgrunnskjennetegn, barn med og uten tilbud i lotteriet
  Ikke tilbud Tilbud
Jente 0,497 0,5 0,523 0,5
Alder 14,115 1,949 14,163 2,017
Innvandrerbakgrunn 0,1 0,3 0,096 0,295
Mor        
- år med utdanning 14,793 3,06 14,731 2,923
- inntekt 297 323 162 341 292 643 159 379
- alder 33,559 4,3749 33,386 4,439
- alder ved første fødsel 29,9 4,5291 29,86 4,58
Far        
- år med utdanning 14,532 3,46 14,417 3,554
- inntekt 428 276 388 353 427 315 447 764
- alder 35,512 6,337 35,128 7,328
- alder ved første føsel 31,552 5,88 30,822 6,474
Observasjoner 1 425 585

Note: Tabellen rapporterer gjennomsnitt og standardavvik av kovariatene etter hvorvidt barnet fikk et tilbud i lotteriet. Alder refererer til alderen i måneder i august i søknadsåret. Inntekt er pensjonsgivende inntekt. En nærmere beskrivelse av bakgrunnskjennetegn finnes i kapittel 3.

Data

Datasettet vårt er satt sammen av flere administrative datasett fra Oslo kommune og Statistisk sentralbyrå. Vi har tilgang til Oslo kommunes database som benyttes i det sentraliserte barnehageopptaket i Oslo. Denne gir oss informasjon om søknader til og opptak i de aller fleste barnehager i Oslo i perioden 2005–2010, og inkluderer både offentlige og private institusjoner. Søkere som lister flere barnehager i søknaden sin, blir registrerte med separate samtidige søknader. Det er også registrert informasjon på tilbud av offentlig barnehageplass i denne databasen. Søknader, opptak og tilbud er registrert med henholdsvis dato for mottak, dato for barnehagestart og dato tilbudet ble gitt.

Videre har vi tilgang til en database med informasjon om oppnådde resultater på kartleggingsprøvene i første klasse, innhentet fra Utdanningsetaten i Oslo. Her er det registrert informasjon om opptak i grunnskolen og det enkelte barns score på kartleggingsprøvene i lesing og regning, gjennomført i april i første klasse. Disse testene er nasjonale, og formålet er å identifisere barn som trenger ekstra hjelp, slik at skolen kan følge dem opp. Lesetesten skal fange opp barnets evne til å skrive bokstaver, kjenne igjen bokstaver, identifisere første lyd, trekke sammen lyder, skrive ord, lese ord og lese setninger. Regnetesten kartlegger elevens evne til å telle, sammenligne tall, rangere tall, gjenkjenne tallrekker, telle forover og bakover for et gitt tall, dele et tall inn i to andre tall (for eksempel 4 = 1 + …), løse tekstoppgaver og legge sammen to tall.

Hver prøve får en skår på en ganske finmasket skala, hvor eleven kan skåre fra 0 til 105 i lesing og 0 til 50 i regning. Fordi testene primært skal kartlegge barn med lærevansker, er fordelingen av testresultatene skjev, og om lag ti og 15 prosent av barna i vårt utvalg skårer full pott i henholdsvis lesing og regning. Dette er det viktig å ta hensyn til når vi tolker resultatene våre.

I vår analyse vil vi se på to mål for hver test. Først normaliserer vi barnas skår til gjennomsnitt null og standardavvik en. Videre konstruerer vi dummyvariabler for hvorvidt barnets skår ligger under den nasjonalt konstruerte bekymringsgrensen. Når det gjelder lesetesten er det satt en bekymringsgrense for hver under-test, mens det for regnetesten kun er en bekymringsgrense som gjelder. Denne settes på grunnlag av tester gjennomført på et panel av barn som skal være nasjonalt representativt. Bekymringsgrensene skal identifisere de 20 prosent av barna som får lavest skår. Fra disse grensene konstruerer vi dummyvariablen Under bekymringsgrensen lesing lik en dersom barnet har en eller flere testdeler med skår under bekymringsgrensen i lesing, og dummyvariabelen Under bekymringsgrensen regning lik en dersom barnet skårer under bekymringsgrensen i regning. Vi vil også se på et uvektet gjennomsnitt av det standardiserte målet i lesing og regning.

Til sist kan vi linke begge de nevnte databasene til administrative registre tilgjengelige hos Statistisk sentralbyrå. Disse inneholder individuell demografisk informasjon (som kjønn, alder, innvandrerbakgrunn, sivilstatus og antall barn), sosioøkonomisk status (som antall år fullført utdanning, inntekt og status på tilknytningen til arbeidsmarkedet) og bosted. Inntekt og sysselsettingsdata er samlet fra skattedata og andre administrative registre. Husholdsinformasjonen kommer fra befolkningsregisteret, et register som oppdateres årlig av Folkeregisteret. Vi har også tilgang til nasjonale registre på barnehagedekning som rapporteres av den enkelte institusjon. Alle databaser kan kobles gjennom en kodet individuell identifikator.

Utvalget vi studerer tar utgangspunkt i alle barn født 2004–2006,8 hvis foreldre søkte om en barnehageplass i Oslo for første gang i kalenderåret de fylte ett år. Identifikasjonen vår kommer fra tilbud om barnehage i en offentlig institusjon, og vi vil derfor fokusere på de barna som hadde en offentlig barnehage rangert som første valg. På de resterende plassene kan foreldre ha listet både offentlige og private institusjoner. Som nevnt ekskluderer vi barn som hadde prioritet på barnehageplass, samt barn som fyller ett år etter 1. september i søknadsåret, da disse ikke er med i lotteriet. Til sist ekskluderer vi en håndfull barn som vi ikke har utfall for, samt et fåtall som er registrert som startet i barnehage før de fylte ti måneder. I stedet for å ekskludere barn med manglende informasjon om enkelte bakgrunnsvariabler, konstruerer vi dummyvariabler for manglende informasjon, og inkluderer disse i analysene. Vårt endelige utvalg består av 2 010 barn. 

Fotnote: født 2004–2006,8

På grunn av en restriktiv datalagringspolitikk hos Oslo kommune ble data på barn født i januar og februar 2004 slettet fra søknadsdatabasen før vi fikk tilgang til dem. Vi kan derfor ikke inkludere disse barna i utvalget vårt. 

Empiriske resultater

Vi starter analysen med en redusert form analyse der vi sammenligner kognitive prestasjoner blant barn som fikk et tilbud i lotteriet med barn som ikke fikk et tilbud. Panel A i Tabell 2 viser gjennomsnitt og standardavvik for våre utfallsvariabler. Gjennomsnittlig testskår viser at barn som mottar et tilbud om barnehageplass i lotteriet, presterer åtte til ni prosent av et standardavvik bedre enn barn som ikke får et tilbud i lotteriet. Samtidig ser vi at om lag 12 prosent av barna skårer under bekymringsgrensen i lesing, mens om lag seks prosent skårer under bekymringsgrensen i regning. I begge fag skårer gjennomsnittsbarnet som fikk et tilbud i lotteriet, om lag et halvt poeng bedre enn gjennomsnittsbarnet som ikke fikk et lotteritilbud, og har omtrent 1,5 prosentpoeng lavere sannsynlighet for å skåre under bekymringsgrensen. Dette er en første indikasjon på at tidlig barnehagestart har en positiv effekt på barnas kognitive utvikling.

Tabell 2. Estimater på effekten av tidlig barnehagestart på testskåre i kartleggingsprøve for lesing og regning
  A. Gjenomsnitt B. Redusert form C.IV
  Ikke tilbud Tilbud Koeff, SE Koeff, SE
Snitt 71,84  (8,10) 72,49 (7,00) 0,105 (0,061) -0,025 (0,011)
Lesing 98,90 (11,26) 99,75 (8,95) 0,104 (0,074) -0,025 (0,013)
--bekymring 0,132 (0,339) 0,118 (0,323) -0,028 (0,023) 0,007 (0,004)
Regning 44,78 (6,55) 45,24 (6,31) 0,106 (0,062) -0,025 (0,011)
--bekymring 0,067 (0,251) (0,055) (0,228) -0,020 (0,014) 0,005 (0,003)
Observasjoner 1 425 585 2 010 2 010

Note: Effektene er rapportert som prosent av standardavviket. Residualene er gruppert etter den høyest rangerte barnehagen. Samtlige regresjoner inkluderer et risikosett med et fullt sett av dummyvariabler for hver institusjon etter år, og antall institusjoner barnet har listet i søknaden. Kohort-faste effekter er også inkludert. Kontrollvariablene listet i Tabell 1 er inkludert i Panel B og C.

Videre estimerer vi effekten av å få et tilbud på testresultatene formelt, kontrollert for risikosettet som beskrevet i ligning (3). Vi har kjørt regresjonene med og uten kontrollvariable. Siden de to gruppene er svært like på observerbare kjennetegn, er det som forventet at estimatene avviker lite. Selv om det å inkludere kontrollvariabler ikke burde endre estimatene våre når forklaringsvariabelen er så godt som tilfeldig fordelt, kan det likevel forbedre presisjonen, og vi rapporterer derfor estimater der vi har tatt med kontrollvariablene.

Estimatene rapportert i Panel B i Tabell 2 indikerer at et tilbud om barnehageplass i lotteriet forbedret den gjennomsnittlige prestasjonen med om lag 10 prosent av et standardavvik. Denne effekten var drevet omtrent like mye av en forbedring i leseresultatene og av en forbedring i regneresultatene. Estimatene indikerer også at tilbudet førte til en betydelig reduksjon i andelen av elevene som havnet under bekymringsgrensen, på om lag 2,8 prosentpoeng i lesing og 2 prosentpoeng i regning.

For å forstå hvordan det å få et tilbud om barnehageplass i lotteriet påvirker barnets startalder, har vi sett på fordelingen av alder for barnehagestart i de to gruppene. Mens 91 prosent av barna som mottok et tilbud, hadde startet i barnehagen ved 18 måneders alder, var dette tilfelle for bare 65 prosent i sammenligningsgruppen. Blant dem som er forsinket, starter mer enn to tredjedeler av barna et helt år senere; 96 prosent (99 %) av barna som mottok et lotteritilbud, hadde startet i en barnehage ved 24 (36) måneders alder, sammenlignet med 77 prosent (95 %) i sammenligningsgruppen. Lotteriet ser derfor ut til å forsinke barnehagestarten til om lag en tredel av barna med om lag ett år.

I IV-modellen bruker vi tilbud i lotteriet som et instrument for alder ved første barnehagestart. Ikke uventet starter barna som får tilbud i lotteriet, tidligere i barnehagen enn barna som ikke får tilbud: I snitt begynner barna som får tilbud, når de er 15 måneder gamle, mens barna som ikke får tilbud, starter nesten fire måneder senere. Det første trinnet i IV-analysen kjører en regresjon av alder ved barnehagestart på dummyen for om barnet fikk et tilbud i lotteriet. Resultatene bekrefter at et tilbud i lotteriet reduserer startalderen med gjennomsnittlig fire måneder (b = –4,224, se = 0,428). Dette bekrefter også at lotteriet er et sterkt instrument for startalder, med en F-verdi rundt 100.

IV-estimatene er rapportert i panel C i tabell 2. Estimatene antyder at å starte i barnehagen en måned senere fører til et fall i resultatet på kartleggingsprøvene på 2,5 prosent av et standardavvik. Dette er drevet av et like stort fall i prestasjonene både i lesing og regning. Når vi videre undersøker effekten på å skåre under bekymringsgrensen, finner vi en effekt på litt over et halvt prosentpoeng.

Å forstå den økonomiske signifikansen av endringer i en testskår er i sin alminnelighet komplisert. Slike skårer har ingen meningsfull kardinal skala (Cunha & Heckman 2008), og det er derfor vanskelig å vite hva en endring egentlig betyr. Dette er trolig særlig relevant i vårt tilfelle, hvor fordelingen av skåren er skjev og dermed ulik den ofte symmetriske, eller til og med normale, fordelingen som vi ofte finner i litteraturen som måler effekter på prestasjoner i skolen. Selv om det alltid er knyttet noe usikkerhet til sammenligninger av estimater fra ulike tester, betyr det at det kan være særlig misvisende å direkte sammenligne estimatene våre med funn fra øvrige studier.

For å kunne tolke estimatene må vi derfor gjøre dem lettere å sammenligne med funn fra andre kontekster. Den beste måten å gjøre dette på, er å se på hvordan endringer i skåren gir endringer i et utfall av faktisk betydning, som langsiktig inntekt, utdanning eller trivsel. Dette har vi dessverre ikke anledning til, siden vi ikke kan knytte testskåren opp mot langsiktige utfall. En alternativ måte er å sammenligne våre estimater med gapet vi observerer mellom veldefinerte undergrupper av populasjonen. For eksempel er gjennomsnittlig gap mellom skåren til jenter og gutter i vårt utvalg om lag 12 prosent av et standardavvik i både lesing og regning. I lys av dette antyder estimatene våre en forbedring som omtrent tilsvarer kjønnsgapet for et barn som får et tilbud i lotteriet. Dette må sies å være en ganske betydelig forbedring. Vi må imidlertid huske på at testskårene vi studerer i praksis er sensurert på toppen, så de observerte gapene er trolig noe mindre enn det vi ville ha observert dersom testskårene var mer symmetrisk fordelt.

Et viktig argument for regjeringer som ønsker å subsidiere barnehagen, er at den kan bidra til å viske ut forskjellen på hvor skolemodne barn fra ulik sosioøkonomisk bakgrunn er. Det er derfor naturlig å se nærmere på om alder ved barnehagestart påvirker barn fra ulike sosioøkonomiske grupper forskjellig. Vi har derfor estimert IV-modellen, inkludert kontrollvariabler, separat for barn med ulik bakgrunn. Forskjellene er i sin alminnelighet relativt små, og ikke statistisk signifikante, noe som gjør det vanskelig for oss å konkludere på om tidlig barnehagestart kan bidra til å utligne sosiale forskjeller.9

Fotnote: utligne sosiale forskjeller.9

For samtlige resultater fra estimeringene av effekter etter barnas bakgrunn, se Drange og Havnes 2015: 15). 

Det er imidlertid tegn som tyder på en forskjell mellom barn fra familier med høy vs lav inntekt. Mens barn fra familier med høy inntekt ikke ser ut til å bli påvirket av å vinne i lotteriet, gjør barn fra familier med lav inntekt det bedre på både lese- og regnetesten når de får et lotteritilbud. For øvrig er estimatene ganske like på tvers av ulike grupper. Et unntak er foreldres utdanning, der vi ser en tendens til at barn av foreldre med høy utdanning forbedrer sin skår i regning dersom de får tilbud om tidlig barnehagestart gjennom lotteriet, mens vi ikke kan se en tilsvarende effekt for barn med lavt utdannede foreldre. Dersom denne forskjellen er reell, kan dette peke i retning av at læringen i barnehagen samspiller positivt med foreldrenes humankapital.

Mekanismer

For å kunne anvende resultatene fra studien i praktisk politikk, må vi forstå hva det er som gjør at tilbudet om barnehage forbedrer prestasjonene til elevene. Da er det særlig viktig å forstå hva slags pass barna som ikke får tilbud i lotteriet, ender opp med. I vårt tilfelle fører instrumentet til en utsettelse av barnehagestarten på i gjennomsnitt fire måneder, og med om lag et år for en tredjedel av kontrollgruppen. Etter denne perioden har også de fleste av barna som ikke fikk et lotteritilbud, startet i barnehagen. I begge gruppene forblir nesten alle barna deretter i barnehagen fram til skolestart. For å forstå hva som driver estimatene våre må vi undersøke hvilken type pass barna i kontrollgruppen får før de starter i barnehagen, og hvordan barnehagen de ender opp i ser ut.

Vi starter med å se på hvilken type pass barna som ikke fikk et lotteritilbud, er omfattet av. Det er typisk tre alternativer: Foreldrepass, formelt pass i barnehage og mer uformelle passformer hos for eksempel dagmamma eller slektninger (Blau & Currie 2006). Vi ser først på barnetilsynsundersøkelsen, som spør foreldre om foretrukne passformer for deres barn. Mens omtrent 70 prosent av foreldrene til de yngste barna ønsker å bruke barnehage, enten fulltid eller deltid i kombinasjon med andre typer pass, er det bare 27 prosent som faktisk har en barnehageplass til barna sine. Til sammenligning sier 56 prosent av foreldre at de er hjemme med barna sine og tar seg av dem selv, mens det bare er 17 prosent som faktisk har dette som sitt foretrukne valg. Dette peker i retning av at foreldrepass var det dominerende alternativet for norske småbarn i denne perioden.

For å få et estimat på viktigheten av foreldre som den alternative passformen i vårt utvalg, har vi sett på effekten av å få et lotteritilbud på foreldres inntekt og arbeidsmarkedsdeltakelse. For å måle arbeidsmarkedsdeltakelse bruker vi årlig pensjonsgivende inntekt, og konstruerer dummyvariabler for arbeidsmarkedsdeltakelse basert på grunnbeløpet i folketrygden (G). I 2006 var grunnbeløpet ca 80 000 NOK. I tråd med Havnes og Mogstad (2011a) er foreldre ansett å være i arbeid dersom de tjener mer enn to ganger grunnbeløpet, og i fulltidsarbeid dersom de tjener mer enn fire ganger grunnbeløpet. Fordi barnehageåret starter i august, kan vi komme til å se effekter på foreldres arbeidsmarkedsdeltakelse både på høsten i søknadsåret, og på vårparten det påfølgende år. Vi har derfor sett etter effekter på utfallene i begge år.

Estimatene antyder at å få et lotteritilbud øker arbeidsmarkedsdeltakelsen blant både mødre og fedre, men resultatene er noe upresise. Mens effekten på mødres arbeidstilbud primært er å se på fulltidsmarginen, øker fars arbeidstilbud mest på toppen. Dette er konsistent med at foreldre responderer på det å ikke få et tilbud om barnehage ved at mor reduserer arbeidstilbudet sitt ved å gå ned i stilling, mens far reduserer sitt tilbud langs den intensive marginen. Dette funnet står i kontrast til tidligere funn for førskolebarn i Norge, hvor effekter på foreldres arbeidstilbud har vært svak (Havnes og Mogstad 2011a). Dette kan forklares med at foreldre av førskolebarn har bedre muligheter i det uformelle markedet for barnepass, eller at de er mer villig til å bruke dem enn foreldre til småbarn. I tillegg relaterer våre estimater seg til midten av 2000-tallet, mens Havnes og Mogstad (2011a) studerte introduksjonen av barnehage i Norge fra siste halvdel av 1970-tallet. Med dagens langt høyere arbeidsdeltakelse blant kvinnene, er det mulig at uformelle barnepassordninger nå er tilgjengelige i mindre grad enn de var 40 år tilbake.

Vi fortsetter med å se nærmere på om karakteristika ved barnehagen barna starter i har noen sammenheng med om barna fikk et lotteritilbud. Dersom barn med lotteritilbud ikke bare starter tidligere, men også ender opp i barnehager som er av høyere kvalitet, kan dette forklare hvorfor disse barna presterer noe bedre på kartleggingsprøvene i første klasse. For å undersøke dette har vi sett på en lang rekke karakteristika ved den første barnehagen barna går i, som reflekterer barnehagens strukturelle kvalitet, sammensetningen av ansatte og sammensetningen av barn. Det er imidlertid lite som tyder på at barna som får et tilbud om barnehage i lotteriet, ender opp med å gå i barnehager av høyere kvalitet. Tvert imot kan det se ut til at barn med lotteritilbud havner i barnehager med noe lavere antall førskolelærere per barn. Samtidig ser det ut til at gjennomsnittslønnen blant de ansatte er noe høyere i barnehagene der barn med lotteritilbud starter, noe som kan henge sammen med at de ansatte i disse barnehagene også er noe eldre. Når det gjelder kjennetegn ved barna i de ulike barnehagene er det få forskjeller, om noe ser det ut til å være tendenser til at familieinntekten i barnehagene til barna som ikke fikk et lotteritilbud, er noe høyere.

For å se nærmere på startalder som en mekanisme, har vi til slutt sett på barnas prestasjoner som en funksjon av faktisk startalder separat blant barn som fikk og ikke fikk et lotteritilbud. Hvis startalder er en viktig mekanisme, vil vi forvente at barnas prestasjoner blir likere når startalderen blir likere. Dette bekreftes i hovedsak: Barn som starter tidlig, uavhengig av om de får et lotteritilbud, presterer ganske likt på testene, mens barn som starter sent og ikke fikk et tilbud, gjør det noe dårligere. Dette er særlig påfallende når det gjelder regnetesten, hvor differansen mellom gruppene utelukkende er drevet av at barna i kontrollgruppen starter sent. For lesetesten ser vi at gapet blir større med økt startalder, men her er det også et gap mellom de som starter tidlig, noe som antyder at lotteritilbudet også generer andre relevante forskjeller.

Konklusjon

Barnehagebruken blant de yngste barna er omfattende og stadig økende, og barnehage subsidieres ofte av myndighetene. Samtidig er det det en bekymring blant både forskere, politikere og foreldre at separasjon fra den primære omsorgspersonen, typisk mor, kan bidra til stress og uro hos barnet, med potensielt negative effekter for barnets utvikling (Bowlby 1969; Mercer 2006). Likevel finnes det fortsatt lite forskning på hvordan barnehagen påvirker de aller yngste.

I Drange og Havnes (2015) undersøker vi effekten av tidlig barnehagestart på den kognitive utviklingen til barn ved syv års alder. Resultatene peker i retning av at tidlig barnehagestart har en fordelaktig effekt på barnas utvikling, både i lesing og regning. Når vi ser nærmere på ulike undergrupper finner vi antydning til sterkere effekter av barnehagestart blant familier med lav inntekt, både i lesing og regning.

Vår studie supplerer den eksisterende litteraturen på hvordan barnehagen påvirker utviklingen til barn i førskolealder. Selv om resultatene ikke er entydige, har en rekke studier vist positive effekter, og da særlig for barn fra vanskeligstilte familier. Vår studie viser at positive effekter av barnehage ikke bare gjelder for førskolebarn, men kan sees også hos småbarn under 18 måneder. Det er spesielt viktig å merke seg at vi ikke finner støtte for bekymringen om negative effekter av barnehage for de yngste barna. Dette selv om de fleste av barna som ikke får tilbud om barnehage i lotteriet, trolig er hjemme med en av foreldrene.

Selv om våre resultater peker i retning av at tidlig barnehage kan være positivt for barn, er det ikke klart hvilke mekanismer det er som gjør barnehagen til et godt sted for barns utvikling. På den ene siden kan det være sosialiseringen i barnehagen som i seg selv gir barnet en god start. På den andre siden kan barnas læringsutbytte komme av konkrete pedagogiske aktiviteter som gjennomføres i den enkelte barnehagen. Her er det behov for ytterligere forskning, både i Norge og internasjonalt.

Forfatteravatar

Nina Drange

Nina Drange er Ph.d. i samfunnsøkonomi, forsker ved Statistisk sentralbyrå.

Forfatteravatar

Tarjei Havnes

Tarjei Havnes er Ph.d. i samfunnsøkonomi, førsteamanuensis ved Økonomisk institutt, Universitetet i Oslo.

Litteraturhenvisninger

Abdulkadiroglu, A., Angrist, J.D., Dynarski, S.M., Kane T.J. & Pathak P.A. (2011). Accountability and Flexibility in Public Schools: Evidence from Boston’s Charters and Pilots. The Quarterly Journal of Economics, 126, 699–748.

Almond, D. & Currie, J. (2010). Human Capital Development Before Age Five. NBER Working Papers 15827, National Bureau of Economic Research, Inc.

Baker, M. (2011). Innis Lecture: Universal Early Childhood Interventions: What is the Evidence Base? Canadian Journal of Economics, 44, 1069–1105.

Baker, M., Gruber, J. & Milligan, K. (2008). Universal Child Care, Maternal Labor Supply, and Family Well-Being. The Journal of Political Economy, 116, 709–745.

Barnett, W. S. (1995). Long-term Effects of Early Childhood Programs on Cognitive and School Outcomes. Future of Children, 5(3), 22–50.

Berlinski, S., Galiani, S. & Manacorda, M. (2008). Giving Children a Better Start: Preschool Attendance and School-Age Profiles. Journal of Public Economics, 92, 1416–1440.

Blau, D. & Currie, J. (2006). Pre-School, Day Care, and After-School Care: Who’s Minding the Kids? I E. Hanushek Eric & F. Welch (red.), Handbook of the Economics of Education, vol. 2, (s. 1163–1278). Amsterdam: Elsevier.

Bowlby, J. (1969). Attachment and Loss (Vol 1) Attachment, Hogarth, London.

Cascio, E. U. (2009). Do Investments in Universal Early Education Pay Off? Long-term Effects of Introducing Kindergartens into Public Schools. Working Paper 14951, National Bureau of Economic Research.

Cunha, F. & Heckman, J.J. (2008). Formulating, Identifying and Estimating the Technology of Cognitive and Noncognitive Skill Formation. Journal of Human Resources, 43, 738–782.

Currie, J. (2001). Early Childhood Education Programs. Journal of Economic Perspectives, 15, 213–238.

Currie, J. & Thomas, D. (1995). Does Head Start make a Difference?.American Economic Review, 85, 341–364

Decicca, P. & Smith, J. (2013). The Long-Run Impacts of Early Childhood Education: Evidence from a Failed Policy Experiment. Economics of Education Review, 36, 41–59.

Deming, D. (2009). Early Childhood Intervention and Life-Cycle Skill Development: Evidence from Head Start. American Economic Journal: Applied Economics, 1, 111–134.

Drange, N. & Havnes, T. (2015). Child Care Before Age Two and the Development of Language and Numeracy: Evidence from a Lottery. IZA Discussion Papers 8904, IZA.

Dustmann, C., Raute, A. & Schønberg, U. (2013). Does Universal Childcare Matter? Evidence from a Large Expansion in Pre-School Education. Working paper, University College of London.

Felfe, C. & Lalive, R. (2014). Does Early Child Care Help or Hurt Children’s Development?. IZA Discussion Papers 8484, IZA.

Felfe, C., Nollenberger, N. & Rodriguez-Planas, N. (2015). Can’t Buy Mommy’s Love? Universal Childcare and Children’s Long-Term Cognitive Development. Journal of Population Economics, 28, 393–422.

Fitzpatrick, M.D. (2008). Starting School at Four: The Effect of Universal Pre-Kindergarten on Children’s Academic Achievement. The B.E. Journal of Economic Analysis & Policy, 8. Hentet fra http://www-siepr.stanford.edu/Papers/pdf/08-05.pdf

Garces, E., Thomas, D. & Currie, J. (2000). Longer Term Effects of Head Start. Working Paper 8054, National Bureau of Economic Research.

Gupta, N.D. & Simonsen, M. (2010). Non-cognitive Child Outcomes and Universal High Quality Child Care. Journal of Public Economics, 94, 30–43.

Havnes, T. & Mogstad, M. (2011a). Money for Nothing? Universal Child Care and Maternal Employment. Journal of Public Economics, 95, 1455–1465.

Havnes, T. & Mogstad, M. (2011b). No Child Left Behind. Subsidized Child Care and Children’s Long-Run Outcomes. American Economic Journal: Economic Policy, 3(2): 97–129.

Havnes, T. & Mogstad, M. (2014). Is Universal Child Care Leveling the Playing Field? Journal of Public Economics, 127(C), 100-114

Karoly, L.A., Kilburn, M.R. & Cannon, J.S. (2005). Early Childhood Interventions: Proven Results, Future Promise. Santa Monica, CA: RAND Corporation

Lefebvre, P. & Merrigan, P. (2008). Family Background, Family Income, Cognitive Tests Scores, Behavioural Scales and their Relationship with Post-secondary Education Participation: Evidence from the NLSCY. Cahiers de recherche 0830, CIRPEE.

Ludwig, J. & Miller, D.L. (2007). Does Head Start Improve Children’s Life Chances? Evidence from a Regression Discontinuity Design. The Quarterly Journal of Economics, 122, 159–208.

Mckey, R.H., Condelli, L., Ganson, H., Barrett, B.J., Mcconkey, C. & Plantz, M. (1985). The Impact of Head Start on Children, Families and Communities. Final Report of the Head Start Evaluation, Synthesis and Utilization Project. Tech. rep., U.S. Department of Health and Human Services.

Mercer, J. (2006). Understanding Attachment: Parenting, Child Care, and Emotional Development. Westport, CT: Praeger.

Ruhm, C.J. & Waldfogel, J. (2012). Long-Term Effects of Early Childhood Care and Education. Nordic Economic Policy Review: Economics of Education, TemaNord 2012:544, 23–52. 

Foreslåtte artikler