sou · GPB352d2 · 2002-01-01 00:00:00 — Analyserna är gjorda endast på kvinnor, eftersom antalet män i datamaterialet inom framför allt vård- och omsorgsyrkena är för lågt (se Bilaga 1). Estimaten i tabellen är oddskvoter som betecknar den relativa avvikelsen i odds från referenskategorin för respektive övrig kategori. Odds defi- nieras som sannolikheten eller risken att befinna sig i ett tillstånd (t.ex. att ha besvär av värk) dividerat med sannolikheten eller risken att inte göra det. Odds förhåller sig därmed till risk (eller sannolikhet) på så sätt att oddset för en händelse alltid är högre än risken. Ju vanligare händelse desto större är skillnaden mellan odds och risk.7 Dessa modeller ska inte betraktas som några kausala modeller där vi söker efter orsakssamband. Det är givetvis inte så att exem- pelvis ålder kan orsaka dålig arbetsmiljö. Däremot kan vi tänka oss att ålder kan påverka dels hur man uppfattar sin arbetsmiljö, dels hur man uppfattar och besvarar en fråga. I sådana fall skulle alltså variabeln ålder kunna ha en effekt på variabeln tunga lyft. Dess- utom skulle en sådan effekt kunna innebära att de variationer mellan yrkesgrupper som kan iakttas egentligen beror på skillnader i ålderssammansättning. Det är alltså på detta sätt som modellerna i Tabell 1 ska ses. 6Av de två indikatorerna på fysisk belastning har Tunga lyft valts eftersom det är där vi noterar de största skillnaderna mellan yrkesgrupperna (Figur 1). 7odds=risk/(1-risk). Med välfärdsstaten som arbetsgivare I linje med det som visas i Figur 1 ser vi i modellerna för tunga lyft att effekterna av intervjuår är små. Det är endast 1995 som en signifikant ökning kan iakttas. Vad denna ökning beror på är svårt att svara på. Förändringen av frågeformulering kan vara en delförklaring, dock inte hela eftersom oddskvoterna faller tillbaka igen . Dessutom visar Figur 1a att det framför allt är bland barnsomsorgspersonalen som förändringen av frågeformuleringen slår igenom, medan regressionsresultaten antyder att det finns en generell sådan effekt. Om vi antar att den största delen av nivåhöjningen 1995 är ett resultat av förändringen av frågeformuleringen, måste den sjunkande trenden tolkas som en generell nedgång av exponeringen för tunga lyft . Ytterligare ett viktigt resultat från regressionerna i Tabell 1 är att utvecklingstendenserna inte påverkas av den successiva kontrollen för övriga faktorer. Det betyder att utvecklingen inte kan förklaras av förändrad ålderssammansättning, förändrat antal deltids- eller tillfälligt anställda eller förändrad sammansättning när det gäller hushållstyp. Detta gäller för såväl tunga lyft som för hög anspän- ning. Det framgår också av tabellen att yngre i högre utsträckning än äldre har arbeten med tunga lyft. Med välfärdsstaten som arbetsgivare Resultat från logistiska regressioner på sannolikhet att vara exponerad för tunga lyft respektive hög anspänning. Förvärvsarbetande kvinnor 16–64 år 1,13** 1,12** 1,13** 1,24*** 1,28* 1,28*** 1,21*** 1,21*** 1,22*** 1,55*** 1,55*** 1,56*** 1,64*** 1,63*** 1,65*** 6,42*** 6,54*** 6,46*** 1,79*** 1,78*** 1,77*** 3,87*** 3,84*** 3,79*** 1,25*** 1,24*** 1,25*** Äldre o. handik. 5,12*** 5,15*** 5,11*** 0,82*** 0,82*** 0,82*** 0,18*** 0,19*** 0,19*** 2,23*** 2,22*** 2,25*** 1,80*** 1,98*** 0,90* 1,61** 1,57*** 1,17** 1,14** Sambo u. barn Sambo m. barn 0,88* 0,08*** 0,06*** 0,06*** 0,29*** 0,29*** 0,24*** * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001 Som vi också kunde förvänta oss utifrån mönstret i Figur 1f är skillnaderna påtagligt starkare i analysen av hög anspän- ning. Den generella risken (egentligen oddset) ökar med . Att sjukvård, barnomsorg och skola skulle ligga högre (skola allra högst) i odds kunde vi också förvänta oss utifrån Figur 1f. Däremot är det signifikant lägre oddset för äldre- och handikappomsorgen inte helt i linje med vad som kunde iakttas i Figur 1f. Som vi ska se nedan är detta framför allt en effekt av att män uteslutits från regressionsanalyserna. Värt att notera är att inte heller i modellerna för hög anspänning Med välfärdsstaten som arbetsgivare påverkas effekten av yrkesgrupp när övriga faktorer inkluderas i modellen, vilket bl.a. betyder att mönstret i Figur 1f inte kan för- av exempelvis förändrad ålderssammansättning. Det finns en signifikant effekt för tillfälligt anställda, vilket tyder på att obero- ende av yrkeskategori återfinns tillfälligt anställda i högre utsträckning än fast anställda i positioner med hög anspänning. Interaktionseffekt (p<0,05) mellan intervjuår och yrkes- grupper på hög anspänning. Kontrollerat för ålder, arbetstid, anställningsform och hushållstyp. Förvärvsarbetande kvinnor 16–(n=24 826) I Figur 2 visas interaktionseffekten mellan intervjuår och yrkes- grupp grafiskt. I figuren är de relativa oddskvoterna omräknade till absoluta odds. Det mönster som framträder avviker på vissa punkter från det som visas i Figur 1. Exempelvis ligger äldre- och handikappomsorg här lägre än kategorin övriga . Dessutom ligger barnomsorgen på ungefär samma nivå som övriga. Huvudorsaken till dessa skillnader är att vi här endast analyserar kvinnor medan Figur 1f visar utvecklingen för båda könen. När männen tas ur analysen ökar den genomsnittliga exponeringen för gruppen övriga. Välfärdstjänsteyrkena förblir emellertid i princip oförändrade pga. av deras låga andel män. I figuren framgår också att gapet mellan i synnerhet skola å ena sidan Med välfärdsstaten som arbetsgivare och övriga kategorier å den andra accentueras något efter kontroll för övriga faktorer. I modellen för tunga lyft har inga interaktionseffekter beräknats. Delvis eftersom studiens fokus ligger på den psykosociala arbets- miljön, men framför allt eftersom effekten av förändringen av frågeformuleringen på barnomsorgspersonalens svar på frågan om tunga lyft skulle skapa svårigheter att tolka en sådan interaktions- effekt. Sammanfattningsvis framträder inga överraskningar i regressionsanalyserna på tunga lyft och hög anspänning. De avvikelser från mönstren i Figur 1 som kan iakttas beror i högre utsträckning på att män uteslutits ur analysen än på att kontroller för ett antal faktorer införts. Trots att ålder har signifikanta effekter på tunga lyft, på så sätt att yngre tenderar att ha tyngre arbeten än äldre, sker ingen justering av yrkeseffekterna då ålders- variabeln införs. Det betyder att skillnaderna mellan yrkesgrupper avseende exponeringen för tunga lyft är oberoende av ålders- sammansättningen inom respektive yrkesgrupp. Även om effekten av anställningsform ligger utanför studiens direkta fokus är det intressant att notera att tillfälligt anställda oberoende av yrkesgrupp har en överrisk för hög anspänning. Det är också intressant att notera att det är inom äldre- och handikapp- omsorgen som vi finner den högsta andelen tillfälligt anställda och att denna grupp trots detta ligger lägre än övriga grupper vad gäller exponering för hög anspänning. Effekten för äldre- och handikapp- omsorg förblir också oförändrad vid kontroll för anställningsform, vilket är något överraskande.8 Trots att andelen med tunga lyft och olämplig arbetsställning överlag är tämligen , är tendensen den att andelen med problem av värk ökar (se Figur 3a). Ett undantag utgörs av skolpersonalen, vilka ligger på en oförändrad nivå . För övriga noteras också endast en måttlig ökning av andelen med besvär av värk. Den största relativa ökningen finner vi bland sjukvårdsanställda som ökar sina andelar 8 Ett test av interaktionseffekten mellan yrke och anställningsform visar att det endast är inom sjukvård och skola som effekten av att vara deltidsanställd är signifikant. Inom skolan på så sätt att deltidsanställda har högre risk för hög anspänning och inom sjukvården på så sätt att deltidsanställda, något förvånande, har lägre risk. Med välfärdsstaten som arbetsgivare Dessa hamnar därmed på samma nivå som anställda inom äldre- och handikappomsorgen som är den grupp som sett över hela perioden har högst andel med besvär av värk. När vi ser till absoluta förändringar av andelen som känner oro pga. arbetet finner vi den i särklass största ökningen bland skol- personalen vars andelar ökar från 1991 till 1999 (Figur 3b). I relativa termer ökar dock andelen med besvär av oro mest bland barnomsorgspersonalen, där andelen mer än fördubblas (från 1999). De relativa ökningarna är överlag ganska stora när det gäller oro. De lägsta finner vi bland anställda inom äldre- och handikappomsorgen och bland övriga, men dessa ökningar ligger ändå på . För andelen som rapporterar besvär av trötthet och utmattning framträder samma mönster (Figur 3c). Den största relativa ökningen finner vi bland sjukvårdsanställda som därmed kommer ifatt anställda inom äldre- och handikappomsorgen. Till skillnad från när det gäller besvär av värk sker här en ökning även bland skolpersonalen. Ökningen bland välfärdsyrkena är i samtliga fall större än den för övriga. Även för arbetsrelaterade besvär har en kompletterande analys där sjukhemspersonal lyfts ut från kategorin sjukvårdsanställda genomförts. Resultaten redovisas i Figur B i Bilaga 3. I den graf som visar andelen med besvär av värk, framgår att ökar de sjukhemsanställdas nivå från de sjukhusanställdas nivå till de som gäller för de anställda inom den övriga äldre- och handikappomsorgen. över hela perioden ligger de sistnämnda högst på denna variabel. Även för trötthet och utmattning ligger de sjukhemsanställda över de sjukhusanställdas nivåer. För oro däremot ligger alla de tre grupperna samlade kring . Sammantaget tycks ändå det faktum att sjukhemsanställda ingår i kategorin Sjukvård dra upp den i Figur 3 observerade utsattheten för denna grupp. Med välfärdsstaten som arbetsgivare Figur 3a–c. Utveckling av några arbetsrelaterade besvär bland förvärvsarbetande i –1999, 16–, efter yrke c) Trötthet och utmattning Med välfärdsstaten som arbetsgivare 4.6.4Resultat från regressioner på arbetsrelaterade besvär I Tabell 2 redovisas resultat från logistiska regressioner på besvärs- variablerna värk, oro samt trötthet och utmattning. Liksom ovan är analyserna gjorda endast på kvinnor. För varje besvärsvariabel redovisas tre modeller, en med endast intervjuår och yrkesgrupp, den andra med kontroll för bakgrundsfaktorer och i den tredje förs arbetsmiljövariablerna in. I den första modellen för värk ser vi att endast anställda inom äldre- och handikappomsorg har högre risk än övriga. Denna överrisk reduceras något vid kontroll för ålder, anställnings- förhållanden och hushållstyp, och förbyts mot en underrisk när arbetsmiljövariablerna förs in i modellen. Personal inom skolan, barnomsorgen och sjukvården har lägre risker i den första modellen. I den andra modellen där ålder m.m. inkluderats är inte längre effekten för barnomsorgspersonalen signifikant, vilket sannolikt beror på att underrisken i den första modellen förklaras av den genomsnittligt yngre personalen i denna kategori (i Figur C i Bilaga 3 visas åldersfördelningen efter yrkesgrupp och år). I den modell där arbetsmiljö är konstanthållet sjunker oddsen för samt- liga kategorier (jämfört med föregående modell), vilket syns som ett lägre värde på konstanten. Inom välfärdstjänsteyrkena sjunker dock oddsen i högre utsträckning än bland övriga. Ett annat sätt att uttrycka detta är att personalen i välfärdstjänsteyrkena har en låg andel med värk givet deras arbetsmiljö och andra faktorer. Med välfärdsstaten som arbetsgivare Resultat från logistiska regressioner på arbetsrelaterade besvär. Kontrollerat för ålder. Förvärvsarbetande kvinnor 16–64 år 0,85* 0,83** 0,87* 1,14* 1,16* 1,18** 1,16** 1,16** 1,12* 1,43*** 1,36*** 1,24** 1,23*** 1,21** 1,41*** 1,34*** 1,27*** 1,78*** 1,66*** 1,50*** 1,41*** 1,38*** 1,28*** 0,89* 0,86* 0,60*** 0,84* 1,21*** 1,24*** 0,83*** 0,81** 0,77*** 1,16* 0,84** Äldre o. hk. 1,16* 1,13* 0,85* 1,17* 1,10*** 1,40*** 1,38*** 0,78** 0,69*** 0,60*** 2,40*** 2,07*** 1,74*** 0,74*** 0,38*** 0,30*** 0,36*** 0,34*** 0,76*** 0,62*** 0,46*** 0,40*** 0,59*** 0,57*** 0,70*** 0,63*** 0,65*** 0,62*** 0,74*** 0,74*** 0,79*** 0,76*** 1,28*** 1,31*** 1,14* 1,37*** 1,41*** 1,17*** 1,09* 0,73*** 0,70*** Sambo u. barn Sambo m. barn 0,87** 0,86** 1,18* 1,24* 1,54*** 1,53*** 1,90*** 1,15* 1,87*** 2,83*** 1,52*** 2,60*** 1,62*** 2,47*** 1,98*** 0,22*** 0,28*** 0,21*** 0,09*** 0,14*** 0,10*** 0,16*** 0,17*** 0,11*** * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001 Av arbetsmiljövariablerna har olämplig arbetsställning den starkaste effekten på värk. Värd att notera är den tydliga effekt som den psykosociala arbetsmiljöindikatorn hög anspänning har på risken att ha besvär av värk. Effekten av hög anspänning på värk kan därmed delvis förklara varför det sker en ökning av andelen Med välfärdsstaten som arbetsgivare som rapporterar besvär av värk, trots att ingen ökning kan iakttas vad gäller exponering för tunga lyft och olämplig arbetsställning. Precis som man kunde förvänta sig utifrån Figur 3b har skol- personalen en kraftig överrisk för att ha besvär av oro under 1990- talet. Överrisken reduceras något vid kontroll för övriga faktorer, men oddset är i modellen där arbetsmiljö kontrolleras fortfarande högre än för referenskategorin. Detta innebär att överrisken endast delvis kan förklaras av de arbetsmiljöfaktorer som inkluderats i modellen. För anställda inom barnomsorgen framträder en överrisk för oro i den andra modellen, vilket återigen sannolikt beror på åldersfördelningen i gruppen. Effekten försvinner när vi även kontrollerar för arbetsmiljö. Sjukvårds- personalens odds avviker inte från gruppen övriga i första och andra modellen. I den tredje modellen där arbetsmiljö inkluderats har denna grupp signifikant lägre odds än referenskategorin övriga, vilket innebär att denna grupp har en låg andel personal med besvär av oro, givet deras arbetsmiljöbelastning. Av arbets- miljövariablerna är det, inte helt överraskande, hög anspänning som har den största effekten på besvär av oro. I de två första modellerna för trötthet och utmattning finner vi en överrisk för sjukvårdspersonal och för äldre- och handikapp- omsorgspersonal. Även detta är något som man skulle kunna förvänta sig utifrån Figur 3. Dessa överrisker försvinner emellertid vid kontroll för arbetsmiljö, och för sjukvården blir effekten istället en underrisk. I modellen med kontroll för arbetsmiljö finner vi underrisker även för barnomsorgs- och skolpersonalen. Detta kan tolkas som att alla dessa yrkesgrupper har en lägre andel som är trötta och utmattade än vad man skulle förvänta sig utifrån deras arbetsmiljöbelastning. Olämplig arbetsställning är den arbetsmiljö- variabel som har störst effekt. Som förväntat har dock samtliga arbetsmiljövariabler tydliga effekter. Studerar vi effekten av de variabler som indikerar intervjuår finner vi som förväntat en ökad risk . Estimaten kan, i den första modellen för respektive utfallsvariabel, tolkas som hur stor den relativa ökningen i odds skulle vara om sammansättningen avseende yrkesgrupp inte hade förändrats . Likaledes säger estimaten i de följande modellerna hur den relativa ökningen skulle ha sett ut om sammansättningen och effekterna av de inkluderade variablerna inte förändrats över perioden. I modellerna för oro påverkas oddskvoterna för intervjuår endast marginellt neråt. Även i modellerna för värk är Med välfärdsstaten som arbetsgivare Det betyder att de faktorer som inklude- rats i dessa analyser endast i mycket liten utsträckning kan förklara den ökande andelen personer med besvär av värk eller oro . I analysen av trötthet och utmattning reduceras dock oddskvoterna i något högre utsträckning vid kontroll för arbets- miljö, vilket följaktligen tyder på att arbetsmiljöutvecklingen i högre grad förklarar utvecklingen för trötthet och utmattning än för övriga utfallsvariabler. Som nämndes i avsnitt 4.4 löper man med individmetoden en stor risk att överskatta effekter av arbetsmiljö på besvär. För att få en uppfattning om i vilken utsträckning detta är fallet även i denna studie har modellerna för värk, oro och trötthet ovan också estimerats enligt jobbmetoden. De nya modellerna som redovisas i Tabell 3 täcker endast åren 1991–1997 eftersom matrisen är skapad utifrån NYK-koder och dessa saknas undersökning. I dessa modeller används en indikator på hög anspänning som skapats utifrån den yrkesexponeringsmatris som redogjordes för ovan (, 2000). Inga andra arbetsmiljöindikatorer har tagits med i modellerna. I övrigt är modellerna desamma som i Tabell 2. Resultat från logistiska regressioner på arbetsrelaterade besvär. Kontrollerat för ålder, arbetstid, anställningsform, hushålls- typ. Hög anspänning definierat utifrån yrkes- exponeringsmatris. Förvärvsarbetande kvinnor 16–64 år 0,85* 0,85* 0,85** 0,85** 1,17* 1,17* 1,42*** 1,42*** 1,23*** 1,23*** 1,44*** 1,44*** 1,18* 1,19* Äldre o. handik. 1,38*** 1,38*** 1,19* 1,71*** 1,72*** 0,84* 0,83* 1,99*** 2,02*** 0,26*** 0,26*** 0,14*** 0,14*** 0,16*** 0,16*** Med välfärdsstaten som arbetsgivare Två viktiga iakttagelser kan göras i Tabell 3. För det första ser vi att effekten av hög anspänning uteblir i samtliga modeller. För det andra sker det ingen som helst reduktion av effekterna av yrkesgrupp, vilket givetvis är en följd av den första iakttagelsen. Ska man då utifrån detta resultat dra slutsatsen att de samband som påvisas i Tabell 2 är skensamband, dvs. att resultaten bara är en effekt av att de med besvär har en tendens att redovisa högre exponering för bristfällig arbetsmiljö oavsett verklig exponering? Sannolikt vore det en förhastad slutsats. Som nämndes i metod- diskussionen ovan är den stora risken då man använder jobb- metoden att man istället underskattar effekter eftersom variationen inom yrken och då går förlorad. Sannolikt är det fallet också här. Med stöd i en omfattande forskningslitteratur kan man med fog påstå att det förefaller osannolikt att arbeten med kombinationen höga krav och låg kontroll inte skulle innebära någon ökad risk för framför allt oro respektive trötthet och utmattning.9 Det visar sig också i en preliminär analys som inte redovisas här att andelen som rapporterar att de under någon del av mätveckan (i ) varit frånvarande pga. sjukdom (inkl. läkarbesök och tandläkarbesök) t.o.m. är lägre bland dem som har ett jobb med hög anspänning enligt jobbmetoden än för övriga. Det omvända förhållandet råder när vi istället använder individuella metoden. Även om resultaten baserade på jobbmetoden inte medför att vi kan förkasta resultaten i Tabell 2, understryker de risken att resultaten i Tabell 2 är överskattade och att de bör tolkas med försiktighet. 9 Effekten uteblir även om alla andra variabler utesluts ur modellen. Med välfärdsstaten som arbetsgivare De resultat från regressionsanalyserna av besvär som redovisats ger ingen information om hur utvecklingen ser ut för de olika yrkesgrupperna vid kontroll för andra variabler. Estimaten i Tabell 2 talar exempelvis endast om hur skillnaderna mellan yrkesgrupper sett ut oavsett undersökningsår och i vilken grad skillnader mellan yrkesgrupper kan förklaras av arbets- miljöfaktorer. För att djupare kunna studera hur utvecklingen sett ut har interaktionseffekter mellan år och yrkesgrupp testats för modellerna i Tabell 2. Det visar sig att det endast är i modellen för trötthet och utmattning som det finns en statistiskt signifikant interaktionseffekt. Denna redovisas grafiskt i Figur 4. Interaktionseffekt (p<0,05) mellan yrke och år på trötthet och utmattning. Kontrollerat för ålder, arbetstid, anställningsform, hushållstyp och arbetsmiljö. Förvärvsarbetande Kvinnor 16–n=23 726 Här ser vi att mönstret avviker en del från den utveckling som visas i Figur 3c. Anställda inom äldre- och handikapp- omsorgen har enligt båda figurerna en högre risk än övriga, men enligt Figur 4 faller risken . Detta kan bero på att hushållstyp är konstanthållet i den modell som producerat resultaten i Figur 4.10 Ensamstående med barn, vilka har en signifi- kant överrisk för trötthet och utmattning, är överrepresenterade bland anställda inom äldre- och handikappomsorgen. Andelen minskar för att därefter åter öka. 10 Här påverkas inte mönstret nämnvärt av att männen utesluts. Med välfärdsstaten som arbetsgivare i Figur 4 är annars hur skillnaderna mellan grupperna minskar . Det är svårt att avgöra vad som orsakar detta mönster. Kurvorna i Figur 4 visar hur utvecklingen skulle ha sett ut om yrkesgrupperna hade varit lika med avseende på de variabler som inkluderats i analysen. Det betyder att mönstret i Figur 4 bör ha uppkommit pga. att effekten på trötthet och utmattning av någon eller några variabler har ökat över perioden. En närmare granskning av data visar att den enda variabel vars effekt ökar är anställningsform. Det visar sig också att det finns en interaktionseffekt mellan yrkesgrupp och anställningsform som verkar på så sätt att inom välfärdsyrkena är tillfälliga anställningar förknippade med ökad trötthet och utmattning, medan det omvända förhållandet råder inom gruppen övriga. Där är de till- fälligt anställda mindre trötta och utmattade än de heltidsanställda. Om orsaken till detta kan vi endast spekulera, men en förklaring kan vara att den variabel som används här inte gör någon skillnad på olika typer av tillfällig anställning. , (2000) har genom ett specialurval i SCB:s arbetskrafts- undersökningar kunnat klassificera de tillfälligt anställda utifrån deras avstånd till den fast anställda kärnarbetskraften. Det visar sig att behovs- och vikariatsanställda är de grupper som i en multivariat analys har högst odds för att känna sig trötta och håglösa, en variabel som ingår i det här använda indexet på trötthet och utmattning. Grupperna behovs- och vikariatsanställda domineras av anställda inom den sociala sektorn samt vård och omsorg. Den ökande effekten av anställningsform skulle således kunna förklara det uppkomna mönstret i Figur 4. Det är dock viktigt att påpeka att detta är en preliminär slutsats som kräver ytterligare analyser för att kunna beläggas. Med undantag för skolpersonalens upplevelse av oro visar regressionerna på arbetsrelaterade besvär att de överrisker som noteras i de första modellerna försvinner och t.o.m. förbyts till underrisker vid kontroll för arbetsmiljövariablerna. Detta bör tolkas som att överriskerna i stor utsträckning förklaras av problem i arbetsmiljön för dessa yrkesgrupper. När det gäller oron inom skolan kan alltså inte överrisken förklaras av de arbetsmiljövariabler som inkluderats här. Det betyder emellertid inte nödvändigtvis att arbetsmiljön inte har någon betydelse utan kan lika gärna bero på att de indikatorer på arbetsmiljö som analyserats inte fångar upp de aspekter av lärarnas arbetsmiljö som har betydelse för oro. Med välfärdsstaten som arbetsgivare Dessa tolkningar gäller dock under förutsättning att estimaten för arbetsmiljövariablerna och reduktionerna av yrkesestimaten inte helt beror på den positiva informationsbias som diskuterades i metodavsnittet ovan (dvs. att de som har besvär av olika slag har en benägenhet att i högre utsträckning rapportera utsatthet för arbetsmiljöproblem än de som inte upplever några arbetsrelaterade besvär). Den kompletterande analysen enligt jobbmetoden som redovisas i Tabell 3 antyder att så skulle kunna vara fallet. Det kan dock med fog hävdas, särskilt som de med hög anspänning enligt yrkesmatrisdefinitionen har lägre frånvaro pga. sjukdom (inkl. läkarbesök och tandläkarbesök) än övriga, att de estimat som jobbmetoden producerar är kraftigt underskattade. Det antyder att vi åtminstone kan betrakta kraftiga arbetsmiljöeffekter och nedjusteringar av oddskvoter i Tabell 2 som befintliga, även om vi inte kan vara säkra på storleksordningen av vare sig arbetsmiljö- effekterna eller nedjusteringarna av yrkeseffekterna när arbetsmiljö kontrolleras i analyserna. Sammantaget har arbetsmiljöutvecklingen för anställda inom vård, skola och omsorg framför allt inom det psykosociala området varit sämre än för den övriga arbetande befolkningen . Det finns dock stora variationer inom gruppen.