sou · GPB357d3 · 2002-01-01 00:00:00 — Ju högre värdet är desto större är den uppfattade risken. Värdet 3 i tabellen skulle alltså betyda att alla respondenterna tror att det är mycket stor sannolikhet för att problemet ifråga ska uppstå. Kan man lita på välfärdsstaten? Bedömd risk för olika slags försörjningsproblem (1997–2000). Befolkningen 29–76 år Hur stor tror du sannolikheten är att du 1997 (%) 2000 (%) kommer att bli arbetslös inom de närmaste inte får den sjukvård du behöver om du skulle bli sjuk? inte klarar en månads sjukskrivning utan allvarliga ekonomiska konsekvenser? läkarbesök på grund av att du inte har råd? måste flytta från din bostad inom de närmaste åren p.g.a. för höga får en statlig pension som inte ger dig en (n) 1997: ca 1 050; 2000 ca 1 070. Som framgår av tabellen är riskbedömningen i stort sett stabil . Tillitsproblemet är uppenbart störst vad gäller pen- sionerna, där en stor andel av respondenterna anser det sannolikt att de inte får en statlig pension som ger dem en acceptabel levnadsstandard. Den enda statistiskt signifikanta förändringen är att andelen som har svag tillit till sjuk- vården ökar. Ingen av de andra förändringarna mellan åren är stati- stiskt signifikanta (5 procents-nivån). Det är vid bägge under- sökningstillfällena väsentligt lägre andelar som ser stora risker för arbetslöshet, ekonomiska problem p.g.a. sjukdom, inställda läkar- besök eller flyttning p.g.a. kostnader, än vad som är fallet vad gäller otillräckliga pensioner. Tabell 2 visar en annan tänkbar indikator på sviktande för- troende för den offentliga välfärdspolitiken, ett upplevt behov av privata försäkringskompletteringar. I tabellens två vänstra kolum- ner visas hur stor andel som 1997 respektive 2000 anser sig absolut ha behov av privat försäkring. I de två högra kolumnerna anges istället värdet på en skala som går från 0 (Nej, absolut inte) till 3 (Ja, absolut). Högre värde betyder alltså större upplevt behov. Kan man lita på välfärdsstaten? Upplevt behov av privat försäkring (1997–2000). Befolk- ningen 29–76 år Jag känner behov av att ha en privatförsäkring få högre ersättning vid sjukskrivning få högre ersättning vid arbetslöshet komplettera den offentliga sjukvården om jag blir komplettera den offentliga äldreomsorgen när (n) 1997 ca 1 030; 2000 ca 1 040. Även här framgår den stabilt låga tilltron till pensionssystemet. Nära hälften av de tillfrågade anser sig absolut ha behov av en privat pensionsförsäkring. Även ifråga om äldreomsorgen är det en ganska stor andel som absolut anser sig ha behov av privat för- säkring. Ifråga om de andra områdena är andelen som anser sig behöva privat försäkring mindre, men den är inte negligerbart på någon punkt. På samtliga punkter är åsikterna helt stabila . I Tabell 3 visas hur den individuella skattebetalningviljan utvecklats . Tabellens två vänstra kolumner visar hur stor andel av de tillfrågade som svarar Ja (absolut eller förmodligen) på frågan om de kan tänka sig att betala mer skatt givet att den går till vissa ändamål. Tabellens två högra kolumner visar skalvärdet på en skala som går från 0 (Nej, absolut inte) till 3 (Ja, absolut). Högre värde betyder alltså högre skattebetalningsvilja. SOU 2001:57 Kan man lita på välfärdsstaten? Individuell skattebetalningvilja (1997–2000). Befolk- ningen 29–76 år Kan tänka sig att själv betala mer skatt om den går till stöd till äldre (pensioner, äldreomsorg m.m.) stöd till barnfamiljer (barnbidrag, barnomsorg m.m.) den vanliga skolan (grund- och gymnasieskolan) (n) 1997 ca 1 050; 2000 ca 1 080. Även här är attityderna stabila . Det enda undantaget är att en något större andel säger sig vara villiga att betala mer skatt om denna går till socialbidrag än vad som var fallet . I övrigt ser vi 1997 precis som 2000 att andelarna som kan tänka sig att betala mer skatt om denna går till sjukvård, stöd till de äldre eller skolan är större än vad som är fallet för stöd till barnfamiljerna, socialbidragen eller sysselsättnings- politiken. Det bör dock noteras att skillnaderna i attitydstöd mellan olika områden är betydligt mindre när den egna skatte- betalningsviljan efterfrågas än när frågan gäller mer allmänt om skattefinansierade utgifter för olika ändamål (jfr Svallfors 1999a: Tab. 3.1). 7.4.3Samband mellan olika attityddimensioner Hur hänger då de olika indikatorerna på risk, tillit och betalnings- vilja samman? Bildar de ett och samma mönster så att den som har en viss tillit till pensionerna också tenderar att ha samma grad av tillit till övriga välfärdspolitiska insatser, och att den som har låg tillit även tenderar att ha låg skattebetalningvilja? Eller hänger åsikterna inte alls ihop i bestämda mönster? Ett sätt att beskriva detta är genom en s.k. faktoranalys, där den totala variationen i svaren på enstaka frågor reduceras till ett antal underliggande mönster, s.k. faktorer. Frågor som har starkt sam- band med varandra får höga korrelationer med samma under- liggande faktor, medan frågor med svagt inbördes samband korre- Kan man lita på välfärdsstaten? lerar med olika faktorer.6 Om alla de redovisade attityderna hade ett starkt samband med varandra skulle man i idealfallet hitta endast en underliggande faktor i hela materialet. Dimensionsanalyser av attityder till välfärdspolitiken 1997–2000. Sannolikt: ej sjukvård Sannolikt: ej klara sjukskrivning Sannolikt: avstå läkarbesök Sannolikt: flytta p.g.a. kostnad Sannolikt: ej acceptabel pension Behov privat arbetslöshetsförs. Behov privat pensionsförs. Behov privat sjukvårdsförs. Behov privat äldreomsorgsförs. Förklarad (%) Principalkomponenanalys med varimaxrotation, faktorladdningar >40 i fetstil. Så är emellertid inte fallet, vilket framgår av Tabell 4. Här fram- kommer ett mycket klart mönster i materialet, som helt korre- sponderar mot de tre aspekter av välfärdspolitiska attityder som särskilts ovan. Faktor I innefattar alla frågorna som rör skatte- betalningsviljan, faktor II det uppfattade behovet av privat försäk- ring och faktor III den bedömda sannolikheten för olika för- sörjnings- och vårdproblem. Detta mönster är stabilt ; den enda skillnaden är att mönstren hänger ännu tydligare 6 De eigenvalues som redovisas i tabellen är enkelt uttryck ett mått på hur stor del av den totala variationen i svaren som respektive faktor fångar upp. Endast faktorer som har eigenvalues högre än 1 urskiljs i den roterande lösningen. Kan man lita på välfärdsstaten? samman vid det senare tillfället, något som avspeglas i högre faktorladdningar och eigenvalues. Det finns skäl att något reflektera kring de mönster som fram- kommer. För det första tyder mönstren på att de tillfrågade inte differentierar särskilt tydligt mellan olika typer av risker, eller mellan olika typer av välfärdspolitiska program. Det finns en all- män benägenhet att lita eller inte lita på välfärdspolitiken, liksom det finns en allmän skattebetalningsvilja för välfärdspolitiken som inte skiljer så tydligt mellan olika välfärdspolitiska program. Det senare är intressant emedan den tydliga skillnad i attitydstöd för generella respektive riktade välfärdspolitiska program, som man kan urskilja när mer allmänna frågor om skattefinansierade utgifter ställs, inte tycks vara för handen när den individuella skatte- betalningsviljan efterfrågas. För det andra visar det faktum att skilda faktorer överhuvudtaget urskiljs att det inte är så att den som ser stora risker för försörj- nings- och vårdproblem därmed automatiskt ser ett större behov för privat försäkring; inte heller intar man automatiskt någon ståndpunkt ifråga om att betala mer skatt för välfärdspolitiska ändamål. Dessa tre aspekter av attityder till välfärdspolitik är klart åtskilda när man svarar. Vi återkommer till denna fråga nedan. Med stöd från faktoranalysens resultat konstruerades tre sammanfattande index för att använda som mått i jämförelser mellan år och grupper. I Riskindex ingår alla frågor från Tabell 1, i Privatindex alla frågor från Tabell 2 och i Skattindex alla frågor från Tabell 3. Indexen konstruerades så att skalvärdena för de enskilda indikatorerna summerades, varefter indexet dividerades med sitt maxvärde och multiplicerades med 100. Varje index kan då variera mellan 0 och 100, och högre värde betyder större uppfattad risk, större upplevt behov av privat försäkring respektive högre skattebetalningsvilja. Kan man lita på välfärdsstaten? Attitydindex 1997–2000 (29–). Indexvärden, relia- bilitet och Pearsons korrelationskoefficient Riskindex (Högt värde = Hög uppfattad risk) Privatindex (Högt värde = Högt upplevt behov) Skattindex (Högt värde = Hög betalningsvilja) -0.01 (p=.74) I Tabell 5 redovisas indexvärdena, reliabilitetsmått och korre- lationer mellan de tre indexen.7 Som framgår förändras inget av de tre indexen överhuvudtaget mellan åren. Korrelationsmåttet (Pearsons r) visar att det finns ett relativt starkt samband mellan Riskindex och Privatindex, vilket innebär att den som ser stor sannolikhet för försörjnings- och vårdproblem också tenderar att se ett stort behov av privat försäkring, vilket förefaller rimligt. Däremot finns det inga tecken på att skattebetalningsviljan hänger ihop med de båda andra indexen. Korrelationen mellan Riskindex och Skatteindex är obefintlig och detsamma gäller sambandet mellan Privatindex och Skattindex . Det finns alltså inga belägg för att en låg tilltro till de välfärds- statliga institutionerna skulle leda till någon bestämd ståndpunkt ifråga om att betala mer skatt för välfärdspolitiska ändamål. Detta samband har ofta tagits för givet, på så vis att man antagit att den som har låg tilltro till välfärdspolitiken också skulle bli mindre benägen att betala skatt för den (t.ex. 1997). Detta är dock inget som på förhand kan tas för givet. Den som hyser låg tilltro kan lika gärna vilja stärka vad man ser som en välfärdspolitik med resursbrist. Detta är förmodligen vad som ligger bakom de obefintliga sambanden emellan dessa attityddimensioner. 7 Cronbachs Alpha är ett reliabilitetsmått, som enkelt uttryckt indikerar om de variabler som ingår i ett index verkligen mäter samma sak. Som en tumregel brukar man betrakta ett Alpha-värde på mer än 0.70 som fullt tillfredsställande, medan index med Alpha-värden på mindre än 0.60 har för låg reliabilitet för att användas. Kan man lita på välfärdsstaten? 7.5Klass, kön och familjetyp: gruppskillnader 1997–2000 Finns det då vissa grupper där tilltron till välfärdspolitiken res- pektive skattebetalningsviljan är särskilt hög eller låg? Och ser dessa gruppskillnader likadana ut som de gjorde 1997? I det följande ska redovisas hur klasskillnader, skillnader mellan män och kvinnor, och skillnader mellan olika familjetyper ser ut. Grupp- skillnader i de index som konstruerats jämförs mellan åren. I appendix-tabeller återfinns gruppmedelskillnader för de enskilda indikatorerna.8 Klass och kön är två av samhällets mest grundläggande makt-, stratifierings- och konfliktdimensioner. Välfärdspolitiken förändrar på en rad olika sätt dessa förhållanden och bidrar på så sätt till att utjämna makt- och resursskillnader mellan klasser och mellan män och kvinnor. Ett begrepp som dekommodifiering försöker fånga att välfärdsstaten bidrar till att göra individer mindre beroende av sin marknadsposition för sin välfärd (1985). På motsvarande sätt har genusforskare påtalat att universella välfärds- politiska system gör kvinnor mindre beroende av män och familjer för sin försörjning (t.ex. Orloff 1993). Det är därför intressant att se vilken tillit till välfärdsstaten olika klasser och män och kvinnor har, och hur deras skattebetalningsvilja ser ut.9 Klassindelningen som redovisas i det följande bygger på den socio-ekonomiska indelningen (SEI). Sex olika klasser urskiljs: ej facklärda arbetare, facklärda arbetare, lägre tjänstemän, tjänstemän på mellannivå, högre tjänstemän och företagare. Klassindelningen bygger på individens yrke. Pensionärer, arbetslösa m.fl. utan nuva- rande yrke har klassificerats efter sitt senaste yrke (om något). Att jämföra även olika familjetyper med varandra motiveras av att barnfamiljer, och i synnerhet ensamstående föräldrar (av vilka en majoritet är kvinnor), är en grupp som varit påtagligt utsatt i 8De skillnader i gruppmedelvärden som redovisas i diagram 1a–3c är statistiskt signifikanta (0,05-nivån), med följande undantag: Klasskillnaderna på Privatindex (bägge åren), skillnaderna mellan olika familjetyper på Skatteindex (bägge åren), samt skillnaderna mellan män och kvinnor på Skatteindex (1997). Med statistisk signifikans avses hur stor chansen är att rena slumpfaktorer i urvalet skulle ha kunnat orsaka de redovisade skillnaderna. 9Nära sammanhängande med frågan om kön är den om privat kontra offentlig anställning. Det visar sig dock att sektorsanställningen har en mycket ringa betydelse för de attityder vi här studerar. Kan man lita på välfärdsstaten? 1990-talets välfärdspolitiska kris (SOU 2000:3).10 Det är därför av intresse att se hur tilliten och betalningsviljan ser ut bland med- lemmar av olika familjetyper. Vi ska här skilja mellan samman- boende utan barn i hushållet, sammanboende med barn (<18 år) i hushållet, ensamstående utan barn och ensamstående med barn. Figur 1a visar hur värdena på Riskindex förändrats i olika klasser. Vi ser att klasskillnaderna ökar något . Den bedömda risken för försörjnings- och vårdproblem minskar bland högre tjänstemän och tjänstemän i mellanposition, medan den ökar något i de andra grupperna. Som vi ser i appendix Tabell A1, är det både ifråga om bedömda risker för arbetslöshet, ekonomiska problem vid sjukskrivning och för låg pension som klasskillnaderna ökar. Däremot är det obefintliga klasskillnader vad gäller farhågor för utebliven sjukvård. Förändringarna är dock inte särskilt stora på någon punkt. Inte heller är klasskillnaderna överlag särskilt stora, även om de är statistiskt signifikanta. Ordningen mellan klasser är den vi kunde förvänta oss, där arbetarna ser de största riskerna för försörjnings- och vårdproblem och de högre tjänstemännen de minsta riskerna. 10 Två andra grupper som drabbats särskilt av den välfärdspolitiska krisen är ungdomar och utomeuropeiska invandrare (SOU 2000:3). På grund av urvalets särdrag går ungdoms- gruppen inte att studera i detta material, och gruppen utomeuropeiska invandrare är generellt för liten i urvalet för att man ska kunna göra meningsfulla jämförelser. Kan man lita på välfärdsstaten? Riskindex – Värden i olika klasser Riskindex – Värden bland män och kvinnor Riskindex – Värden i olika familjetyper Kan man lita på välfärdsstaten? Inte heller mellan män och kvinnor hittar vi särskilt stora skillnader eller någon som helst förändring mellan åren (Figur 1b). Kvinnor ser en något större risk för problem i olika avseenden än vad män gör. Detta gäller som vi ser i Tabell A1 i synnerhet för ekonomiska problem vid sjukskrivning och låga pensioner. Däremot ser vi i Figur 1c att de ensamstående föräldrarna har ett markant högre indexvärde än de andra, och att skillnaderna mellan dem och de sammanboende ökat något . Om vi jämför värdet för de ensamstående föräldrarna med dem vi fann i de tidigare diagrammen ser vi också att det är avsevärt högre än vad som är fallet i någon annan grupp av dem vi studerat. Detta är alltså en grupp som ser en påtagligt större risk för försörjnings- och vårdproblem än vad andra gör. Det gäller som framgår av Tabell A1 alla enskilda indikatorer, men i synnerhet risken för ekonomiska problem vid sjukskrivning. Om vi i Figur 2a vänder blickarna mot det upplevda behovet av privat försäkring ser vi att klasskillnaderna var ganska små och att de har i det närmaste helt försvunnit 2000. En intressant förskjutning är dock att medan det var tjänstemanna- grupperna som 1997 upplevde större behov än arbetarna är det motsatta fallet 2000. Som framgår av Tabell A2 är det framförallt vad gäller behovet av privat pensionsförsäkring som förändringar kan registreras. Arbetargrupperna upplever 2000 detta behov i lika stor utsträckning som de högre tjänstemännen, medan detta inte var fallet . Det faktum att klasskillnaderna generellt är så små kan bero på att det upplevda behovet av privat försäkring säkerligen påverkas både av riskbedömning och av anspråksnivåer. Den högre tjänste- man som har en god tjänstepension och liten risk att bli utan sjuk- vård eller äldreomsorg kan ändå uppleva ett behov av privat försäkring för att garantera en invand levnadsstandard eller högre kvalitet i vård och omsorg. Mot den bakgrunden är det frapperande att arbetargrupperna upplever ett något större behov av privat försäkringskomplettering än tjänstemanna- grupperna. Kan man lita på välfärdsstaten? Privatindex – Värden i olika klasser Figur 2b. Privatindex – Värden bland män och kvinnor Privatindex – Värden i olika familjetyper Kan man lita på välfärdsstaten? Skillnaderna mellan män och kvinnor är ganska små 1997 men ökar något till det senare tillfället (Figur 2b). I bägge fallen är det kvinnor som upplever ett större behov av privata försäkringskomp- letteringar än män. Skillnaderna mellan olika familjetyper är däremot, precis som i det tidigare fallet, större än både klass- och könsskillnaderna (Figur 2c). Det är framförallt de ensamstående föräldrarna som upplever ett stort behov av privata försäkringskompletteringar men även sammanboende föräldrar upplever detta behov i större utsträckning än de utan hemmaboende barn. Det är slående att den grupp som i minst utsträckning torde ha råd med privata försäk- ringar är den som i störst utsträckning upplever ett behov av dem. Hur ser då gruppskillnaderna ut när det gäller den egna skatte- betalningsviljan? I Figur 3a visas skillnaderna mellan olika klasser. Skillnaderna är de förväntade, med arbetarna som mest skatte- betalningsvilliga och de högre tjänstemännen som de mest ovilliga. Indexvärdena förändras knappast alls mellan undersökningsåren. Som framgår av Tabell A3 finns det inga signifikanta klasskillnader ifråga om skatt för sjukvård och skola, medan skillnaderna är större ifråga om sysselsättningspolitik och socialbidrag. Klasskillnaderna är alltså inte heller här särskilt stora. Om vi jäm- för klasskillnaderna ifråga om egen skattebetalningsvilja är de till exempel betydligt mindre än dem man finner om man efterfrågar hur stora offentliga medel svenskarna i allmänhet tycker bör gå till olika välfärdspolitiska ändamål, vem man anser bäst lämpad att sköta välfärdstjänster, eller vad man anser om kollektiv kontra privat finansiering av välfärdspolitiska insatser (jfr Svallfors 1999a: Figur 5.1, 5.3, 5.5). De är också avsevärt mindre än åsikts- skillnaderna man finner mellan klasser ifråga om vad man i princip anser att statens välfärdspolitiska ansvar bör vara (Svallfors 1999c: Figur 1). Att klasskillnaderna alltså är mindre när den egna skatte- betalningsviljan efterfrågas än vad gäller många andra välfärdspoli- tiska attityder torde förklaras av att det är både betalningsvilja och betalningsförmåga som återspeglas i svaren. Den grupp som har den största skattebetalningsförmågan – de högre tjänstemännen – är den som har den minsta skattebetalningsviljan. Det omvända gäller för arbetargrupperna. Att betalningsvilja och betalningsförmåga på detta vis drar åt olika håll torde därför minska attitydskillnaderna på denna punkt. Kan man lita på välfärdsstaten? Skatteindex – Värden i olika klasser Skatteindex – Värden bland män och kvinnor Skatteindex – Värden i olika familjetyper Kan man lita på välfärdsstaten? Skattebetalningsviljan skiljer sig föga mellan män och kvinnor, men är som förväntat något högre bland kvinnor (Figur 3b). Köns- skillnaderna förändras heller inte mellan åren. Inte heller mellan olika familjetyper hittar vi några egentliga skillnader 1997 (Figur 3c). ökar dock skattebetalnings- viljan bland de ensamstående med barn så att vi hittar signifikanta skillnader mellan dem och de andra. Det är intressant att den grupp som torde ha de sämsta förutsättningarna att verkligen betala högre skatt är den grupp av alla som uttrycker den högsta skattebetalningsviljan vid detta år (jämför värdena i Figur 3a och 3b). Egen upplevelse av betydelsen av välfärdspolitiken för att klara vardagens problem kan måhända för- klara detta. De siffror som redovisats visar skillnader mellan kate- gorier utan hänsyn till andra faktorer. vet vi att dessa faktorer samvarierar. T.ex. är det vanligare bland kvinnor än bland män att vara ensamstående förälder, och kvinnor tenderar att ha lägre klasspositioner än män. Det finns därför skäl att också redo- visa kategoriskillnader netto för andra skillnader. I Tabell 6 har de faktorer som redovisats – klass, kön och familjetyp – sammanförts i multivariata modeller. Siffrorna i tabellen ska tolkas så att de uttrycker avvikelser i indexmedelvärde jämfört med referenskategorin, när alla andra variabler i modellen hålls konstanta. Siffran -5,7 för Högre tjänstemän i första kolumnen ska alltså tolkas så att de högre tjänstemännen har ett värde på Riskindex som är 5,7 enheter lägre än de okvalificerade arbetarna, om vi antar att könsfördelningen och fördelningen på olika familjetyper ser exakt likadan ut bland de högre tjänstemännen som bland de okvalificerade arbetarna. Konstantvärdet betyder värdet för den som har värdet 0 på alla kategorierna, dvs. i detta fall en man som är ej facklärd arbetare och är sammanboende utan barn. R2 (andelen förklarad ) utrycker hur stor del av den totala variationen i svaren som kan hänföras till de faktorer vi här inkluderat. Kan man lita på välfärdsstaten? Indexvärden i olika grupper 1997–2000. Multipel regression (). -0,7 -0,9 -0,9 -0,4 -0,3 -2,5 -2,1 -2,8 -3,4 -2,1 -1,8 -7,1** -0,6 -3,6 -6,4* -6,3** -5,7* -11,6*** -1,9 -6,9* -7,0* -3,5 -3,7 7,9* -6,4* -4,0 (Ej facklärda arbetare referens) Kvinnor (män=0) 4,5** 5,6*** 5,3** 8,0*** 6,3*** 5,3** 5,3** 8,3*** 6,7** 8,1*** -2,8 -1,7 18,2*** 19,3*** 10,9** 15,3*** (Sambo utan barn referens) 25,8*** 28,2*** 52,6*** 52,7*** 50,7*** 53,1*** R2 (procent) Signifikans för T-värdet: *** = <0,001 ** = <0,01 * = <0,05. Som vi ser ökar klasskillnaderna något på Riskindex, från att 1997 ha varit mycket . Även könsskillnaderna ökar något liksom skillnaderna mellan olika familjetyper. Skillnaderna mellan olika familjetyper är större än klass- och könskillnaderna och det är framförallt de ensamstående föräldrarna som skiljer ut sig. Ett sätt att summera hur gruppskillnaderna ökat mellan åren är att beräkna indexvärdet i två extremgrupper och visa hur detta förändrats mellan åren. En man, som är sambo utan barn och är högre tjänste- man hade 1997 indexvärdet 20,1 (dvs. 25,8 - 5,7). hade indexvärdet för denna grupp minskat till 16,6 (28,2 - 11,6). För en kvinna som är ensamstående förälder och ej facklärd arbetare hade indexvärdet istället ökat från 48,6 (25,8 + 4,5 + 18,2) till 53,1 (28,2 + 5,6 + 19,3).11 Skillnaden mellan extremgrupperna har alltså vuxit . På Privatindex är klasskillnaderna i stort sett obefintliga, medan det finns signifikanta skillnader mellan män och kvinnor och 11 Dessa beräkningar gäller under förutsättning att sambanden är additativa, dvs. att gruppskillnaderna är likadana oavsett vilket värde man har på andra variabler i modellen. Även om inga stora interaktionseffekter föreligger mellan dessa variabler kan man dock notera t.ex. att skillnaderna mellan olika familjetyper är större bland kvinnor än bland män på Riskindex medan det motsatta gäller på Privatindex. Beräkningarna bör därför ses som approximationer snarare än exakta beräkningar. Kan man lita på välfärdsstaten? mellan olika familjetyper. Även här har gruppskillnaderna ökat något . Ifråga om Skattindex kan vi se att gruppskillnaderna generellt är i det närmaste obefintliga. Det finns vissa signifikanta klasskillnader mellan tjänstemän i högre positioner och arbetare men i stort sett finns inga skillnader mellan de grupper vi här studerar. Det mest korrekta sättet att sammanfatta resultatet i denna studie är förmodligen att säga att ingenting har hänt.