sou · GPB356 · 2002-01-01 00:00:00 — inkomsten för gruppen 16–med långvariga psykiska besvär förefaller dock ha försämrats relativt sett genom att median- inkomsten för gruppen är oförändrad. Möjligen kan detta ses som en konsekvens av den allt lägre sannolikheten att finnas på arbets- marknaden för denna grupp, något som visades i Kapitel 3. Också för personer med nedsatt syn i åldersgruppen 16–tycks medianinkomstens utveckling varit sämre, men här är, som tidigare nämnts, skattningarna osäkra genom de relativt få observationer som ligger till grund för resultatet. Sammantaget ger dock de för- ändringar av medianinkomsterna som redovisas i tabellen en bild av påfallande likhet i inkomstutvecklingen för personer med funk- tionshinder gentemot den allmänna inkomstutvecklingen. Denna likhet gäller i stort både för dem under och för dem eller äldre. Det är självfallet av speciellt socialpolitiskt intresse att inte bara studera hur de genomsnittliga inkomsterna ser ut för de hushåll där personer med funktionshinder lever utan också om, och i så fall till vilken grad, vi finner en koncentration av dessa hushåll bland dem med mycket låga inkomster. Vi vet från tidigare studier att andelen i befolkningen med låga inkomster ökade under krisåren, närmast oavsett hur en sådan grupp avgränsas (se t.ex. 2000). I denna studie använder vi en relativ gräns, nämligen av medianinkomsten (jfr 2000).3 Det använda inkomstslaget är, liksom ovan, hushållets reala ekvivalerade disponibla inkomster. I Tabell 4.2 anges andelen individer med inkomster under- stigande denna relativa gräns och där vi, som i skriften i övrigt, särredovisar åldrarna 16–(exklusive hemmaboende ungdomar 16–) och 65–. Tabellerna anger procentandelar för respektive grupp av funktionshindrade liksom för befolkningen i stort vid de två mättidpunkterna. 3 Frågan om absoluta och relativa gränsers för- och nackdelar har en lång historia inom fattigdomsforskningen. Utöver de vanligt förekommande skälen till att ha en relativ gräns, såsom att fattigdom måste relateras till och enbart kan förstås utifrån det samhälle som stu- deras (se t.ex. Townsend 1979), finns ett mycket specifikt skäl i detta fall. Skattereformens mättekniska effekter innebär ju att inkomsterna ökar, allt annat lika. Genom att använda oss av en gräns som relateras till medianinkomsten bör detta problem försvinna. Andelen med låga inkomster – ekviva- lerade disponibla hushållsinkomster lägre än av medianinkomsten – bland personer med olika former av funktions- hinder och för samtliga i åldersgrupperna 16–64 (n=16 849) och 65–(n=4 827). Ungdomar bosatta i föräldrahemmet exkluderade. 1988–89 respektive 1998–99. Andel (procent) 16–64 år 65–84 år Använd ekvivalensskala: 1 för första vuxen, 0,55 för annan vuxen, 0,47 för varje barn. Nedsatt rörlighet i armar/händer avser åren 1988–89 och 1996–97. Det bör understrykas att det vi presenterar i Tabell 4.2 är de observerade skillnaderna mellan olika grupper som de framträder utan att vi tar hänsyn till gruppernas sammansättning i andra av- seenden. Dessa skillnader kan därför självfallet tänkas bero på helt andra faktorer än funktionshindret, faktorer som vi bortser från i denna tabell. Rent allmänt slås man här av att personer med funk- tionshinder, som är i så kallad arbetsför ålder, inte tycks speciellt utsatta för låga inkomster. Om vi slår samman grupperna med något funktionshinder enligt våra definitioner, finner vi att an- delarna med låga inkomster är snarlika dem som gäller för befolk- ningen i stort , för att till och med ligga något lägre än genomsnittet. Förändringen är härmed något mindre ogynnsam för personer med funktions- hinder. Medan låginkomstgruppen i befolkningen 16–ökar från sex till åtta och en halv procent är det egentligen enbart bland gruppen med långvariga psykiska besvär vi finner en ökning. När vi däremot går över till ålderspensionärerna finner vi att låga inkomster tycks klart vanligare bland personer med något funk- tionshinder. Detta tycks vid båda tidpunkterna gälla för samtliga grupper med undantag av dem med hörselnedsättning, vars andelar i stort sett är desamma som för befolkningen i sin helhet. För personer med nedsatt rörlighet i armar eller händer är vidare före- komsten av låga inkomster endast vanligare vid den första mättid- punkten. Beträffande förändringar är utvecklingen allmänt sett betydligt mer gynnsam för ålderspensionärerna än för de yngre. Detta gäller också för grupperna med funktionshinder, dock med ett undantag: Bland dem med nedsatt syn har andelen med låga inkomster inte sjunkit utan kvarstår på en mycket hög nivå (). Dessa skillnader och förändringar har lett till en annan diskrepans i våra jämförelser med befolkningen i stort. I befolkningen är in- komster under låginkomstgränsen mer ovanligt i den äldre delen av befolkningen. Inom grupperna av funktionshindrade gäller dock inte detta; här är istället förekomsten av låga inkomster betydligt vanligare bland de äldre (jfr andra och fjärde resultatkolumnen i Tabell 4.2). Den mest positiva utvecklingen tycks dock gälla för gruppen med nedsatt rörlighet i armar/händer där andelen med inkomster av medianinkomsten nästan halveras mellan 1988–89 och 1996–97. I vilken utsträckning förändras då dessa skillnader när vi tar hänsyn till gruppernas sammansättning i olika avseenden? Det är den första frågan vi skall besvara i det följande. Den andra frågan rör förändring , och där söker vi svara på om för de grupper av funktionshindrade som vi studerar har inneburit försämrade ekonomiska villkor i högre, eller lägre grad än för den övriga befolkningen. I båda dessa fall söker vi renodla effekterna genom att kontrollera för betydelsen av andra faktorer på samma sätt som i Kapitel 3. De övriga faktorerna är ålder, kön, utbild- ningsnivå, familjesituation (vi skiljer enbart på ensamstående och gift/sammanboende bland de äldre) och födelseland. I Tabell 4.3 visar vi hur risken (egentligen oddset) för att ha låga inkomster för personer med olika former av funktionshinder skiljer sig från motsvarande risk för dem utan funktionshinder. I modell A visas denna över/underrisk när vi enbart kontrollerar för samman- sättningsskillnader i ålder (efter tioårsklasser) och undersöknings- år. I modell B har vi också inkluderat de andra oberoende variabler- na. Därefter anger vi på samma sätt som tidigare om de skillnader som finns mellan kategorierna har förändrats mellan de två tids- perioderna, dvs. om det föreligger en statistiskt signifikant inter- aktionseffekt mellan undersökningsperiod och kategorin ifråga. I detta fall skulle det innebära att oddset för att ha låga inkomster har förändrats på olika sätt för dem med olika funktionshinder gentemot den övriga befolkningen. Vi särskiljer också i dessa ana- lyser de två breda åldersgrupperna 16–och 65–. Eftersom så pass få individer i åldersgruppen 16–har nedsatt syn, redo- visas dessa som en separat kategori enbart bland ålderspensionärer- na. Gruppen ingår dock som en delmängd av kategorin något funktionshinder också för den yngre åldersgruppen. Relativa skillnader (odds) för risken att tillhöra låginkomstgruppen för olika grupper av funktionshindrade, 1988–89 och 1998–99. Åldersgrupperna 16–(n=16 774) och 65–(n=4 794). Ungdomar bosatta i föräldrahemmet exkluderade. De utan respektive funktionshinder är referens- kategori, vars odds är satt till 1. (P-värde kursivt och inom parentes) 16–64 år 65–84 år (E S) (E S) (E S) (E S) (0,001) (0,083) (E S) (E S) (0,000) (0,000) (0,000) (E S) (0,000) (0,003) (E S) (E S) (0,000) (0,009) (E S) (E S) (0,000) (0,070) [1,25] i armar/händer Modell A = enbart kontrollerat för ålder (10-årsgrupper) och undersökningsår. Modell B = A + kön + utbildningsnivå + födelseland + hushållstyp. E S = Ej signifikant (p-värde > 0,100); om p-värdet är mellan 0,05 och 0,10 anges estimatet inom hakparentes. Interaktionen mellan undersökningsår och respektive funktionshinder är testad på modell B. Analysen av nedsatt rörlighet i armar/händer gäller åren 1988–89 och 1996–97. Om vi inleder med att studera den yngre åldersgruppen (16–) finner vi att personer med funktionshinder inte synes ha någon överrisk för att ha disponibla inkomster under den låginkomstgräns vi satt upp. Enbart för gruppen med långvariga psykiska besvär finner vi en signifikant överrisk när vi enbart kontrollerar för ålder Också denna försvinner när vi även kontrollerar för andra faktorer i modell B. Här kan man dock invända att denna kontroll i själva verket döljer den effekt som kan finnas av funktionshindret och inte avslöjar ett skensamband. Förvisso har personer 16–med långvariga psykiska besvär inte en förhöjd risk att ha låga inkomster när vi bl.a. tar hänsyn till gruppens sam- mansättning efter utbildningsnivå och familjesituation. Men i själva verket kan det förstås vara så att det just är funktionshindret som är grunden till gruppens utbildningsnivå eller familjesituation. När vi statistiskt kontrollerar för dessa faktorer kan det alltså vara så att vi har funnit den eller de förmedlande faktorer som kan förklara varför personer med psykiska besvär har en förhöjd risk för att tillhöra låginkomstgruppen. Bland de äldre finner vi för det första att alla grupper, utom de hörselskadade, har en betydande överrisk också kontrollerat för ålder. En stor del av den överrisken kan förklaras av gruppens sammansättning i de övriga faktorerna (detta kan ses genom att jämföra överriskerna i modellerna A och B). I själva verket finner vi här en nästan märklig samstämmighet där överrisken grovt räknat sjunker till hälften (i procent räknat) för samtliga grupper. Över- riskernas absoluta nivåer är dock klart högst bland personer med långvariga psykiska besvär. Detta innebär att denna grupp förefaller ha sämst inkomster såväl före som efter ålderspensioneringen. För både yngre och äldre gäller slutligen att vi inte i något fall får en signifikant interaktionseffekt mellan undersökningsår och funk- tionshinder. Med andra ord, utvecklingen i risken för att ha låga inkomster skiljer sig inte när vi jämför personer med olika slags funktionshinder med den övriga befolkningen och tar hänsyn till andra skillnader som finns mellan dessa grupper. Sammantaget förefaller funktionshindrade personer ha en genomsnittlig familjeinkomstnivå som är något lägre än vad som gäller för befolkningen men skillnaderna är generellt små. De finns dock för både dem under och över pensionsåldern. Vidare har vi funnit att risken att tillhöra en låginkomstkategori för ålders- gruppen 16–är ungefärligen av samma dignitet för personer med funktionshinder som för dem utan funktionshinder; om något är de absoluta andelarna något lägre bland personer med funktions- hinder. För de äldre finner vi en viss överrisk, framförallt bland personer med långvariga psykiska besvär. från ett interna- tionellt perspektiv är dessa resultat sannolikt mycket avvikande. I de flesta länder torde personer med funktionshinder vara kraftigt överrepresenterade bland de fattiga (se t.ex. diskussion och över- sikt i m.fl. 1999:202 ff.). Som vi nämnde tidigare är det tänkbart att den ekonomiska situa- tionen skiljer sig åt om vi jämför två familjer med samma in- komster, men där någon i den ena familjen har ett funktionshinder. Man kan generellt sätt hävda att studiet av inkomstförhållanden är ett indirekt sätt att studera ekonomisk ofärd och välfärd, och att man därför bör komplettera denna bild som erhålles med mer direkta mått på den ekonomiska situationen. Vi menar att detta förhållande är av speciell vikt när fokus ligger på de grupper som vi här urskiljer (jfr diskussioner (t.ex. 1992) och för ett svenskt exempel se 2000). I ULF-undersökningarna finns några indikatorer som mer direkt avser att mäta förekomsten av ekonomiska svårigheter i vardagen. Den första frågan riktar in sig på huruvida individen har vad som brukar betecknas kontantmarginal.4 Den andra frågan riktar in sig på huruvida individen får pengarna att räcka för de mest grund- läggande vardagliga löpande utgifterna.5 Utöver att analysera dessa frågor var och en för sig kommer vi också att använda en kombina- tion av frågorna för att beräkna förekomsten av stora ekonomiska svårigheter. Detta definieras då som att både sakna kontantmarginal och att ha haft svårt att få inkomsterna att räcka till för de löpande utgifterna (jfr 2000). I det senare fallet, liksom vid frågan om problem med löpande ut- gifter, kan vi enbart jämföra situationen 1998 med 1988–89 efter- som den senare frågan tyvärr inte ställdes undersökning. har andelen med ekonomiska svårigheter enligt dessa indikatorer ökat markant i befolkningen i stort och personer med funktionshinder utgör inget undantag. Som framgår av Tabell 4.4, som avser 16–64 åringarna, har förändringarna med andra ord samma negativa riktning för alla grupper. Jämfört med befolkningen i stort är det dock vanligare att ha ekonomiska 4 Den ställda frågan lyder: Om du plötsligt skulle hamna i en oförutsedd situation, där du måste skaffa fram X , skulle du klara det? (Summan varierar med under- sökningsåren med hänsyn till prisförändringar och var –89 och –99.) 5 Den ställda frågan lyder: Har det hänt att du haft svårigheter med att klara de löpande utgifterna för mat, hyra, räkningar m.m.? svårigheter inom alla de grupper av funktionshindrade personer som särredovisas. Framför allt tycks personer med funktionshinder mer utsatta när det gäller avsaknad av kontantmarginal. Bland per- soner med rörelsehinder saknar 1998–99 nästan var tredje person kontantmarginal, och mer än var tredje har problem med att få pengarna att räcka till de löpande utgifterna. Nära nog var femte rörelsehindrad, och lite drygt var femte med nedsatt rörlighet i armar eller händer, har båda dessa problem, dvs. de har vad som här benämns stora ekonomiska svårigheter. Andelarna är än högre för dem med nedsatt syn och för dem med långvariga psykiska besvär. Om vi istället fokuserar på ökningstakten finner vi en ganska enhetlig bild. I befolkningen 16–ökade andelen med stora ekonomiska svårigheter från knappa fem till dryga , medan motsvarande ökning för de två grupperna med olika former av rörlighetsproblem var från nio till 19 respek- tive . Ökningstakten är likartad också för andra grupper, och i procentuella termer är försämringarna av samma magnitud för grupperna av funktionshindrade jämfört med den övriga befolk- ningen, även om de absoluta förändringarna (i procentenheter) är större för personer med funktionshinder. Andelen som saknar kontant- marginal (n=17 139), har haft svårigheter att klara löpande ut- gifter(n=13 010), samt andelen som har stora ekonomiska svårig- heter (saknar kontantmarginal och har svårigheter att klara löpande utgifter) (n=12 998) bland personer med olika former av funk- tionshinder och för samtliga, 16–. Ungdomar bosatta i föräldrahemmet exkluderade. 1988–89 respektive 1998–99. 16–64 år [29,7] [26,3] i armar/händer a) Både sakna kontantmarginal och ha haft svårigheter att klara de löpande ut- gifterna . Nedsatt rörlighet i armar/händer avser åren 1988–89 och 1996–97. Uppgifter inom [ ] baseras på färre än 40 observationer. Generellt sett är det betydligt vanligare att yngre än äldre har ekonomiska svårigheter såsom vi här mäter detta, något som också visar sig vara giltigt för personer med funktionshinder, jfr Tabellerna 4.4 och 4.5.6 Såväl bland 16–64 åringarna som bland dem som är 65–gäller dock att det är betydligt vanligare med ekonomiska problem bland grupperna av funktionshindrade jäm- fört med befolkningen i stort. Sålunda har vid den andra mättid- punkten av de äldre med rörelsehinder eller nedsatt rörlighet i armar/händer stora ekonomiska svårigheter vilket enbart gäller för bland de äldre totalt sett. 6 Detta resultat avviker från vad vi fann beträffande inkomster. Att äldres eko- nomiska situation är påtagligt bättre när man utgår från mer direkta indikatorer jämfört med inkomstanalyser har visat sig gälla också i . För en analys och utförlig diskussion kring detta förhållande se Mirowsky och (1999). Andelen som saknar kontant- marginal (n=4 669), har haft svårigheter att klara löpande utgifter (n=3 585), samt andelen som har stora ekonomiska svårigheter (saknar kontantmarginal och har svårigheter att klara löpande utgifter) (n=3 559) bland personer med olika former av funk- tionshinder och för samtliga 65–. 1988–89 respektive 1998–99. 65–84 år i armar/händer a) Både sakna kontantmarginal och ha haft svårigheter att klara de löpande ut- gifterna . Nedsatt rörlighet i armar/händer avser åren 1988–89 och 1996–97. Vi har tidigare konstaterat att kvinnor, lågutbildade och utrikes- födda är överrepresenterade bland personer med funktionshinder - grupper som också kännetecknas av relativt stora ekonomiska problem. Betyder detta att funktionshindrades större ekonomiska svårigheter kan förklaras av andra faktorer än funktionshindret? Det är den första frågan vi skall besvara i det följande. Den andra frågan rör förändring och där söker vi svara på om 1990- talet för de grupper av funktionshindrade som vi studerar i högre eller lägre, grad än för den övriga befolkningen har inneburit ökade ekonomiska problem. På samma sätt som tidigare söker vi renodla effekterna genom att kontrollera för betydelsen av andra faktorer med hjälp av logistiska regressioner. I Tabellerna 4.6 och 4.7 (den senare för åldersgruppen 65–) visar vi först den så kallade huvudeffekten av respektive funktions- På samma sätt som har vi successiva modeller där modell A enbart kontrollerar för sammansättningsskillnader i ålder och undersökningsår medan modell B inkluderar också de andra oberoende variablerna. I likhet med tidigare anger vi därefter också om förändringen signifikant skiljer sig åt från befolkningen i övrigt. Dessa analyser redovisas dels för avsaknad av kontant- marginal, dels för förekomsten av stora ekonomiska svårigheter. Relativa skillnader (odds) för risken att sakna kontantmarginal (n=16 759), respektive att ha stora ekonomiska svårigheter (n=12 627) för olika grupper av funktionshindrade, 1988–89 och 1998–99 (stora ekonomiska svårigheter enbart 1998). 16–(exklusive hemmaboende ung- domar 16–). De utan respektive funktionshinder är referens- kategori, vars odds är satt till 1. (P-värde kursivt och inom parentes) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Modell A = enbart kontrollerat för ålder (10 års-grupper), och undersökningsår. Modell B = A + kön + utbildningsnivå + födelseland + hushållstyp. E S = Ej signifikant (p-värde > 0,100); om p-värdet är mellan 0,05 och 0,10 anges estimatet inom hakparentes. Interaktionen mellan undersökningsår och respektive funktionshinder är testad på modell B. Analysen av nedsatt rörlighet i armar/händer gäller åren 1988–89 och 1996–97. Relativa skillnader (odds) för risken att sakna kontantmarginal (n=4 896), respektive att ha stora ekonomiska svårigheter (n=3 811) för olika grupper av funk- tionshindrade, 1988–89 och 1998–99 (stora ekonomiska svårigheter enbart 1998). De utan respektive funktionshinder är referenskategori vars odds är satt till 1. (P-värde kursivt och inom parentes) (0,022) (E S) (0,067) (E S) [0,57] (0,000) (0,000) (E S) (E S) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,005) (0,051) (E S) [2,49] (0,000) (0,000) (0,007) (0,008) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) Modell A = enbart kontrollerat för ålder (10 års-grupper), och undersökningsår. Modell B = A + kön + utbildningsnivå + födelseland + hushållstyp. E S = Ej signifikant (p-värde > 0,100); om p-värdet är mellan 0,05 och 0,10 anges estimatet inom hakparentes. Interaktionen mellan undersökningsår och respektive funktionshinder är testad på modell B. Analysen av nedsatt rörlighet i armar/händer gäller åren 1988–89 och 1996–97. Utifrån resultaten av de 66 regressionsanalyser som vi presenterar i kondenserad form i Tabellerna 4.6 och 4.7 kan vi för det första slå fast att det inte råder något tvivel om att de flesta av de grupper med olika funktionshinder som vi studerar här har betydligt större risk än andra att ha ekonomiska svårigheter. Med andra ord, de skillnader vi redovisade i tidigare tabeller kan inte förstås som att de enbart skulle röra skillnader i sammansättning (efter ålder, kön, utbildningsnivå, etnicitet eller familjesituation). Ett undantag från denna regel rör äldre hörselskadade. Denna grupp tycks faktiskt enligt modell A ha en lägre risk för ekonomiska problem än mot- svarande åldersgrupper utan nedsatt hörsel. En bidragande orsak till detta resultat är sannolikt att hörselskador är betydligt vanligare bland män än bland kvinnor. När vi i modell B bland annat tar hänsyn till gruppens könssammansättning försvinner också denna skillnad. En andra generell slutsats är att överriskerna för ekonomiska problem bland grupperna med funktionshinder sjunker när vi inkluderar de andra faktorerna i modellen (jfr estimaten i modeller- na A och B för respektive grupp). är det så att skillna- derna långt ifrån försvinner. För dem med rörelsehinder gäller exempelvis att överrisken för avsaknad av kontantmarginal minskar från 3,7 till 2,5 för de yngre och från 3 till 2,5 för de äldre. Mot- svarande mönster återfinns i de flesta fall. Återigen avviker de med nedsatt hörsel från denna generella trend. För de yngre tycks skill- naderna här istället vara helt oberoende av de andra faktorerna. I detta senare fall kan skillnaderna alltså inte alls hänföras till olika sammansättning efter kön, ålder, födelseland, utbildning eller familjesituation. För äldre med hörselskador innebar ju, som vi nämnde ovan, hänsynstagandet till andra sammansättningseffekter att den tidigare underrisken ej längre blev signifikant. Den tredje generella slutsatsen rör de relativa förändringarna . Som framgår av Tabellerna 4.6 och 4.7 är det med undan- tag av en kategori så att interaktionerna mellan funktionshinder och år inte är statistiskt signifikant. Undantaget från denna regel rör personer 16–med begränsad rörlighet i armar eller händer (se vidare nedan). Det förefaller alltså som att överriskerna är unge- färligen desamma vid utgången av som de var vid inled- ningen av decenniet. Att inte personer med funktionshinder har drabbats i högre utsträckning än andra av 1990-talets ökade ekono- miska ofärd är i och för sig glädjande. Det får dock inte skymma det faktum att påtagliga skillnader i förekomsten av olika slags ekonomiska problem finns. För en grupp - de som har nedsatt rörlighet i armar eller händer - har dock inte bara den absoluta ekonomiska utsattheten ökat utan också den relativa (se Figur 4.1). Som visas i figuren hade denna grupp ganska exakt dubbelt så högt odds som den övriga befolkningen 1988–89, denna överrisk har ökat till ca 3,4 . Förändrade skillnader i risken för stora ekonomiska svårigheter mellan dem med nedsatt rörlighet i armar/händer och den övriga befolkningen i åldersgruppen 16–. Standardiserat för ålder, kön, utbildningsnivå, familjetyp, födelseland. De utan nedsatt rörlighet i armar/händer 1988-89 är referenskategori, vars odds är satt till 1 Nedsatt rörlighet i armar/händer Om vi slutligen jämför resultaten för dem under och över pen- sionsåldern, tycks det som att skillnaderna mellan personer med funktionshinder och andra är betydligt större i vad som brukar benämnas arbetsför ålder. I samtliga delgrupper bland dem , och också för den sammanslagna gruppen, gäller att man har mer än dubbel överrisk för stora ekonomiska svårigheter, också när vi tar hänsyn till de andra sammansättningsskillnaderna (se modell B i Tabell 4.6). För de äldre gäller detta för de två grupperna med olika former av rörlighetsproblem, men inte för de andra. De relativa skillnaderna i knappa ekonomiska resurser är mindre bland dem , och då är värt att notera att de absoluta nivåerna på ekonomiska problem är betydligt lägre bland de äldre, något som gäller för alla grupper.