sou · GPB357d3 · 2002-01-01 00:00:00 — Det går också att argumentera för att sjukskrivning är kopplat till andra system, som t.ex. arbetslöshetsförsäkringen. Det här gör att även andra system i viss mån måste diskuteras. Av utrymmesskäl kommer dock diskussionen nedan endast att röra samspelet mellan sjukförsäkringen och förtidspensionssystemet. Att diskutera sjukfrånvaro i termer av beteende och handlings- alternativ är inte helt oproblematiskt. Man väljer inte att bli sjuk och inte heller kan man alltid välja huruvida man ska gå till jobbet eller inte när man är sjuk. För vissa svårare sjukdomstillstånd kan alternativet att gå till jobbet knappast betraktas som tillgängligt. Av analytiska skäl kan det dock vara fruktbart att betrakta sjukfrånvaro som resultatet av en beslutsprocess, där de svåra sjukdomsfallen placeras i en ände av en axel, där sannolikheten att gå till jobbet är oändligt liten. I den andra änden finner vi lättare sjukdomstillstånd vid vilka närvaroalternativet är mer attraktivt. Däremellan kommer det att finnas en mängd sjukdoms- och andra tillstånd där närvaro i högre eller lägre utsträckning är möjlig. För dessa tillstånd kommer tillgängligheten att variera över jobbtyper, befolkningsgrupper, försäkringssystem m.m. (1977; 1998). Huruvida en händelse eller ett sjukdomstillstånd kommer att leda till sjukskrivning är således beroende av en mängd faktorer, utöver sjukdomstyp. Den viktigaste av dessa torde vara arbetets karaktär, där exempelvis ett fysiskt krävande arbeten kan omöjlig- göra närvaro under ett visst sjukdomstillstånd som det i andra arbeten är fullt möjligt att gå till jobbet. Därutöver kan vi givetvis tänka oss en mängd faktorer, utöver de som redan nämnts, som kan påverka utfallet. Såväl yttre faktorer, såsom den allmänna attityden gentemot sjukfrånvaro, konjunkturläge och försäkrings- systemets utformning och faktorer i hemmiljön, som individuella faktorer såsom kön, ålder och den personliga attityden gentemot sjukfrånvaro. I detta sammanhang är det också viktigt att komma ihåg att ett beslut om sjukfrånvaro har en återkoppling på framtida förutsättningar och risker för sjukfrånvaro. Denna återkoppling kan verka på olika sätt. Exempelvis kan omfattande sjukfrånvaro leda till omplacering eller andra former av jobbyten, vilket i sin tur kan förändra det framtida frånvaromönstret för den drabbade. Att inte sjukskriva sig trots att man är sjuk kan få hälsokonsekvenser på lång sikt vilket då ökar risken för långvarig sjukskrivning.12 En hög frånvaronivå i samhället kan också få policyeffekter dels genom att det sätter press på ekonomin i systemet, vilket kan tvinga fram sänkta ersättningsnivåer eller andra begränsningar, dels genom att det kan påverka opinionen och i förlängningen beslutsfattare i riktning mot restriktivare regler, vilket i sin tur kan reducera från- varobenägenheten. Man kan tänka sig att förändringar i sjukförsäkringssystemet förskjuter sjukdomstillstånd och händelser längs nämnda axel. Om ersättningsnivåerna sänks kan man förvänta sig en förskjutning i riktning mot den punkt där närvaroalternativet framstår som mer attraktivt i förhållande till frånvaro. I vilken grad ett givet sjuk- domstillstånd förskjuts torde dock vara beroende av just de fakto- rer som bestämmer dess läge (se ovan), men också av läget självt. Det senare betyder att ju svårare ett sjukdomsfall är desto mindre påverkbart är det av förändringar i försäkringssystemet. Känslig- heten för incitamentsförändringar kan därför förväntas vara såväl individuellt som strukturellt betingad, ett antagande som också fått 12 Detta negativa samband mellan korttids- och långtidsfrånvaro har påtalats av den s.k. coping-teorins företrädare (se t.ex. 1995). stöd i tidigare studier där strukturella faktorers inverkan på känslig- heten analyserats (1998) och där hänsyn tagits till indivi- duella variationer i preferenser (2000). Den förda diskussion gäller beslutet huruvida man ska sjukskriva sig eller inte och det är också framför allt denna beslutssituation som behandlas här. De beteendeförändringar i en sådan beslutssituation som man rimligen kan förvänta sig av för- ändringar i sjukförsäkringssystemet torde i första hand röra sådana fall som, om de materialiseras i form av sjukfrånvaro, leder till sjukfall av högst en veckas längd. Eftersom läkarintyg krävs först fr.o.m. den sjunde sjukdomsdagen efter sjukanmälan är det som subjektiviteten och handlingsutrymmet är som störst. Sjukdomsfall som resulterar befinner sig i allmänhet nära den punkt på ovan nämnda axel där sannolikheten för närvaro är mycket liten, vilket indikerar att hand- lingsutrymmet är begränsat. Det bör dock understrykas att även beslutet att friskskriva sig kan påverkas av försäkringssystemets utformning, och där kan även de långvarigt sjukskrivna i viss mån tänkas svara på förändringar i incitamentsstrukturen. Beslutet att friskskriva sig från en långvarig sjukskrivningsperiod är emellertid en långt mer komplicerad process än i det kortvariga fallet. Sjuk- ersättningssystemets utformning kan rimligtvis endast ha en be- gränsad inverkan på det beslutet (se nedan om långvarig sjukskriv- ning). Förhållanden inom exempelvis förtidspensionssystemet torde ha ett minst lika stort inflytande, men framför allt bör ändå hälsotillståndet och tillgången på lämpliga arbetsuppgifter vara det avgörande. Sjukförsäkringens utformning och förändringar under 1990- talet inledning var ersättningsnivån inom sjukförsäk- ringssystemet av den sjukpenninggrundande inkomsten (SGI). Därutöver hade de flesta anställda via avtal ytterligare 10 procents ersättning. Dessa nivåer infördes . När ersättningsnivåerna i sjukförsäkringen sänktes var det första gången som villkoren i en allmän försäkring försämrades (1998). Därefter har en rad förändringar av ersättningsnivåer och övrig utformning av systemet ägt rum. De viktigaste av dessa förändringar redovisas i Tabell 3. Total sjukersättning för anställda (ersättning från social- försäkring alternativt arbetsgivare samt eventuella tillägg från avtalsförsäkring i procent av inkomsten) 1987–1999. 75 a, b 0 a, b 0 a, b 0 a, b 0 a, b 0 a, b 0 a, b 75 a, b 75 a, b 75 a, b 75 a, b 75 a, b 80 a, b 80 a, b 90 a, b 90 a, b 90 a, b 75 a, b 75 a, b 80 a, b 80 a, b aFram t.o.m. sjuklönereformens genomförande 1992 gäller för avtalsförsäkringar att de träder i kraft endast om sjukperioden pågår i minst . För privattjänstemän samt offentliganställda gäller dock att kompletterande ersättning för inkomster överstigande 7,5 basbelopp upp till ca 30 basbelopp utgår direkt från arbetsgivaren på så sätt att ersättningen i dessa inkomstklasser motsvarar den för lägre inkomstklasser. För privatanställda inom LO-kollektivet finns inget sådant avtal. Källa: Lidwall och 2000; RFV 2001a. Som framgår av tabellen har mycket hänt inom sjukförsäkrings- området under 1990-talet.13 Att empiriskt uppskatta vad var och en av dessa förändringar betytt för sjukfrånvaronivån framstår som en oöverstiglig uppgift. De kraftiga konjunktursvängningar som årtiondet inneburit gör knappast saken enklare. I och med att det framför allt är för de kortvariga fallen som vi kan förvänta oss beteendeeffekter av incitamentsstrukturen i ersättningssystemet, fokuserar vi till att börja med på sådana fall. I Figur 1 framgår hur ersättningsnivåerna för tre- respektive fem- dagarsfallen sett ut. Vill vi kunna betrakta ersättningsnivåer som en spegling av incitamentsstrukturen måste dock en rad antaganden göras. För det första tar vi endast hänsyn till kortsiktiga eko- nomiska belöningar. Det innebär ett antagande om att individen i beslutssituationen inte bryr sig om mer långsiktiga konsekvenser av närvaro respektive frånvaro. Dessutom innebär det, liksom i 13 Det här innebär givetvis att det även för den enskilde kan vara svårt att avgöra hur ersätt- ningssystemet ser ut , vilket i sin tur påverkar möjligheten att agera utifrån den incitamentsstruktur hon eller han står inför. SOU 2001:57 Incitament och arbetsutbud arbetslöshetsförsäkringsexemplet ovan, att arbetet är något negativt och att fritid är något positivt. Eventuella icke-materiella belöningar från arbete bortser vi således ifrån. Vidare antar vi att sjuklönereformen inte inneburit några förändringar av incitaments- strukturen utifrån den försäkrades perspektiv 14samt att det endast är sjukförsäkringssystemets utformning som har betydelse, dvs. andra socialförsäkringar och skattesystemet bortser vi från. Att studera sjukförsäkringssystemet isolerat och med dessa begräns- ningar innebär att ersättningsnivån är detsamma som marginal- effekten av att arbeta. Att på detta sätt begränsa redovisningen till fall som är kortare än innebär att avtalsförsäkringarna inte påverkar den lagstadgade ersättningsnivån. Fram till var ersättningsnivåerna (och därmed också marginaleffekten) 90 pro- cent för båda sjukfallslängderna. Sedan ser vi två stora nedgångar i ersättningsnivåerna för denna typ av sjukfall. Det första inträffar då ersättningsnivån för tredagarsfallen landar på medan ersättningen för ett femdagarsfall blir 71 pro- cent. Därefter sker en uppgång då sjuklönereformen genomförs 1992. Ersättningsnivåerna höjs då till och i femdagarsfallen från . Ersättningsnivån för tredagars fallen blir således och fram till karensdagens införande . Ersättningen för femdagarsfallen var . Nästa stora nedgång inträffar 1993 då karensdagen in- förs, vilket givetvis påverkar de kortare fallen mest. Ersättningen för tredagarsfallen blir då och för femdagarsfallen . När den enhetliga ersättningsnivån om in- fördes 1996 påverkades endast femdagarsfallen, vars ersättning då sjönk till (karensdagen behölls). höjdes den enhetliga ersättningsnivån till . Karensdagen behölls även då, vilket gjorde att ersättningsnivån för ett tredagarsfall steg till och för ett femdagarsfall till . Dessa nivåer kvarstod ut. utgång är så- ledes ersättningsnivån för ett tredagarsfall lägre än vad den var vid dess ingång. För femdagarsfallen är minskningen . 14 Sjuklönereformen i sig påverkar inte ersättningsnivåerna. Däremot kan systemet med sjuklön skapa incitament för arbetsgivaren att skapa en god arbetsmiljö, vilket också var det kanske viktigaste syftet med reformen. Ersättningsnivå för tre- respektive femdagarsfallen Liksom när det gäller arbetslöshetsförsäkringen kan Moral hazard-begreppet användas för att sammanfatta incitaments- problem i sjukförsäkringen. Eftersom individen själv avgör huru- vida han eller hon uppfyller kraven för att vara berättigad till sjukpenning/sjuklön , kan individer uppenbarligen även här påverka sannolikheten att en händelse ska inträffa. Det är uppenbart att andra faktorer än ersättningsnivån påverkar sjukskrivningarna. Däremot är det rim- ligt att förvänta sig att förändrade ersättningsnivåer kan dra den samlade sjukfrånvaronivån åt olika håll och detta kommer – allt annat lika – att synas i statistiken som förändrad sjukfrånvaronivå. Sjukförsäkringssystemets effekter på sjukskrivningsbeteendet Hur känsligt är då sjukskrivningsbeteendet för förändrade ersättningsnivåer? Det har gjorts ett flertal försök att skatta sådana effekter. (1992) analyserar tidsserier från perioden –90 där förändringar i ersättningssystemen kontrolleras med s.k. dummyvariabler. Konjunktureffekter kontrolleras genom att serier över reallöneutvecklingen samt arbetslösheten inkluderas i modellerna. Det visar sig att 1987-års reform då den kvarvarande karensdagen togs bort ökade sjuktalet (det genomsittliga antalet sjukdagar per försäkrad) med ca . Precisionen i det estimatet är dock något osäker eftersom den analyserade tidsserien endast sträcker sig till 1990, vilket gör att antalet årsobservationer efter reformen blir få. För män har även sjukpenningreformen 1967 effekt, då ersättningsnivåerna höjdes och två av togs bort. Det faktum att använder sjuktalet som beroendevariabel i sina analyser försvårar möjligheterna att bedöma vad hans resultat betyder för kortvariga sjukfall. Sjuktalet domi- neras nämligen av de långa sjukfallen och dessa kan som sagt inte förväntas vara lika känsliga för förändringar av ersättningsnivåer och framför allt inte av antalet karensdagar. Liknande problem med den beroende variabeln finner vi i Broses analys av den s.k. HUS-panelen (1995). Där är det sanno- likheten att inte ha respektive 1985 som analyseras. Frånvaro av ett till två dagars varaktighet räknas dock inte som frånvaro i dessa analyser. Därmed inkluderas inte de fall som kan antas vara mest känsliga för förändringar i incitamentsstrukturen i den beroendevariabeln. analyserar inte effekten av några specifika sjukförsäkringsreformer, istället är det marginalkostnaden för sjukfrånvaro, dvs. skillnaden mellan arbetsinkomsten och sjukersättningen, som står i fokus för ana- lysen. Genom att estimera effekter av denna kostnad kan, inom det teoretiska ramverk studien befinner sig, eventuella beteende- effekter av förändringar i ersättningssystemet prediceras. Ett antal olika statistiska modeller testas, men ett huvudresultat är att en tioprocentig sänkning av ersättningsnivåerna skulle öka sanno- likheten att inte ha någon frånvarovecka med ca 2,5 procent- enheter. Att värdera vad denna skattning betyder i verkligheten är svårt med tanke på att ett- och tvådagarsfallen inte räknas som frånvaro. och (1996) analyserar data från Levnadsnivå- undersökningen 1981 samkört med sjukskrivningsdata från Riks- försäkringsverket (RFV) . Studien liknar Broses på så sätt att det är marginalkostnaden för frånvaro som utgör den centrala förklaringsfaktorn. Dessa författare analyserar dock endast arbetare –84, för att undvika problem med att olika grupper på arbetsmarknaden omfattas av olika typer av avtalsförsäkringar. Den beroende variabeln utgörs av antalet sjuk- dagar (dvs. sjuktalets motsvarighet på individnivå). Den kon- troll för heterogenitet som genomförs resulterar dock i att de långvarigt sjukskrivna faller ur analysen, vilket gör att problemen med att använda sjuktalet som beroende variabel inte är lika stora som i den ovan refererade studien av . och Palmes resultat tyder på att en sänkning av ersättningsnivån med en procent skulle sänka sjuktalet för män. För kvinnor lyckas man inte estimera någon modell som är konsistent med teorin. När detta resultat jämförs med den förändring av sjukfrånvaron som skedde 1991 då ersättningsnivåerna sänktes, visar det sig att resultatet kraftigt överskattar effekten av ersätt- ningsnivån. Resultaten indikerar att sänkningen av ersättningsnivån 1991 borde ha resulterat i en reduktion av sjuktalet om ca 30 pro- cent. I verkligheten sjönk det med . Till viss del kan dock denna överskattning förklaras av att ersättningsnivåerna 1991 sänktes från en högre nivå än den som och Palmes resultat baseras på. Dessutom kan det faktum att deras resultat baseras på förhållanden innebära att det skett för- ändringar i samhället som påverkat sjukfrånvaron och dess bestäm- ningsfaktorer på ett sätt som inte fångas upp av deras modell. Detta är dock inte möjligt att veta, men klart är att resultatet data kraftigt överskattar effekterna i början av 1990-talet.15 (1998) studerar övergången från arbete till sjukfrån- varo av högst tre dagars varaktighet med s.k. intensitetsregression. I analysen används data från Levnadsnivåundersökningen samkört med registerdata från RFV. De RFV-data som används är dock inte årsaggregerade som i och Palmes (1996) studie. Istället finns information om start- och slutdatum för varje sjukfall. Det här gör att man mycket detaljerat kan studera in- och utflöden i sjukfrånvaro. I studiens fokus står effekten av sänk- ningen av ersättningsnivåerna , vilken kontrolleras med en dummyvariabel i modellerna. Anledningen till att endast 1– 3 dagarsfall studeras är att den största sänkningen skedde för dessa fall. I den teoretiska modell som byggs upp görs prediktionen att känsligheten för förändringar i ersättningssystemet skiljer sig åt mellan socioekonomiska grupper och mellan könen. Detta beror på skilda uppsättningar av kostnader och belöningar från arbete och fritid. Tjänstemän jämfört med arbetare liksom män jämfört med kvinnor har större långsiktiga materiella belöningar att vänta från arbetet i form av t.ex. befordringsmöjligheter. Tjänstemän kan också i högre utsträckning än arbetare förväntas ha större icke- 15 Det bör understrykas att i såväl och (1996) som i (1995) kontrolleras för individ- och jobbkaraktäristika i analysmodellerna. materiell nytta av arbetet i form av självutvecklande arbetsuppgifter och en trevligare arbetsmiljö. Kvinnors större ansvar för hemarbete gör att man kan förvänta sig att de är känsligare än män för förändringar av arbetsfria inkomster. Beteendeförändringarna för- väntas således vara större för kvinnor än för män liksom ju längre ner i den socioekonomiska hierarkin man befinner sig. Resultaten från den statistiska analysen ger i princip stöd för dessa hypoteser: Effekten av sänkta ersättningsnivåer är större för arbetare än för tjänstemän liksom för kvinnor jämfört med män, även om den skillnaden i det senare fallet är liten i relativa termer. Effekterna reformen estimeras till mellan 20 och 30 procents minskning av risken för sjukfall av högst tre dagars varaktighet. I absoluta tal innebär det minskningar med mellan 0,85 och 1,3 fall per 1 000 riskdagar.16 Den indikator på arbetslöshet som inkluderats i modellerna ger ingen effekt förutom för lägre tjänstemän. och (2000) analyserar samma reform med samma data som (1998), men med en något annorlunda modellspecifikation, där de också tar hänsyn till effekten av skatte- reformen . Även här visar sig kostnaden för frånvaro påverka dess incidens. Liksom i studie kan inte den förväntade negativa effekten av arbetslöshet påvisas. Edgerton (1997) analyserar effekten av införandet av karens- dagen 1993 på data från SCB:s Arbetskraftsundersökningar (). Här utgörs den beroende variabeln av ett mått på hur stor del av mätveckan som intervjupersonen varit frånvarande pga. sjukdom. Införandet av karensdagen representeras av en dummy- variabel i modellerna. Såväl nationell som regional arbetslöshet hålls under kontroll, liksom ett antal jobb- och individkaraktäristika. Edgerton finner att införandet av karensdagen minskar sjuk- frånvaron (såsom den operationaliserats i studien) med en procent. Effekten varierar över värden på andra variabler, i synnerhet ålder. Effekten av arbetslöshet är svag, men i förväntad riktning. Sammanfattningsvis kan det konstateras att samtliga författare som på ett eller annat sätt försökt skatta effekten av kostnaden för frånvaro också funnit sådana effekter i förväntad riktning (se även 1993; 2001), dvs. att frånvaron sjunker då individens kostnad för denna ökar. Det går givetvis att finna svagheter i samtliga av dessa studier, men eftersom den mångfald av modellspecifikationer som använts alla pekar i samma 16 Med riskdagar avses de dagar en person befinner sig under risk för sjukfrånvaro, vilket hon gör när hon är närvarande på arbetet. riktning förefaller det vara riskfritt att påstå att sambandet är reellt. Däremot tycks det vara mycket vanskligt att avgöra storleks- ordningen på dessa effekter. Viktiga resultat i sammanhanget är de som levereras av Edgerton (1997), (1998) och och (2000), där man finner svaga, inga eller motsägelsefulla effekter av arbetslöshet på frånvaroincidensen . Det finns ett flertal såväl svenska som internationella studier som påvisat ett negativt sam- band mellan arbetslöshet och sjukfrånvaro, dvs. att när arbetslös- heten stiger så sjunker frånvaron och vice versa (t.ex. Lantto & 1987; ; 1994; Kaivanto 1997). Även om vissa av dessa studier lider av metodologiska tillkortakommanden tycks ändå bevisningen överväldigande.17 Inga av dessa analyserar dock på 1990- talet och de studier som gör det finner alltså i princip inte något sådant samband.18 Det här stärker intrycket av att de förändrade incitamenten i sjukförsäkringen faktiskt har haft en beteendeeffekt på så sätt att frånvarotalen drivits ner jämfört med vad fallet skulle ha varit med ett oförändrat system. Den kraftigt ökande sjukfrånvaron som vi sett sista år kan dock tyckas vara en försvårande omständighet för en sådan slutsats. Enligt sjukförsäkringsutredningen tyder emellertid alla tecken på att de senaste årens ökning uteslutande är ett resultat av ett ökat antal långvariga sjukskrivningar. Utredningen finner inga indikationer på att den korta frånvaron skulle ha ökat (SOU 2000:121). Som redan nämnts finns det starka skäl att förvänta sig att incidensen av långvarig sjukskrivning är svårare att påverka med förändrade incitament (se dock nedan). Resultaten från och (1994) tyder också på att så är fallet, även i praktiken. Förklaringen till de senaste årens explosionsartade utveckling bör snarare sökas i försämrade psykosociala arbets- förhållanden för framför allt kvinnor i offentlig sektor (2001). Sammantaget vågar vi därför påstå att ersättningsnivåerna på- verkat sjukfrånvaron på det sätt vi kan förvänta oss, dvs. att de lägre ersättningsnivåerna hållit åtminstone kort- tidsfrånvaron nere. Effekten av att hålla korttidsfrånvaron nere 17Att analysera och tolka resultat från tidsserier kräver stor försiktighet och särskilda statistiska metoder, något som det inte tas hänsyn till i några av de refererade studierna (se 1992 för en diskussion). 18Gustafsson och Klevmarken (1993) analyserar visserligen perioden –1992, men det är svårt att avgöra om det finns någon effekt under den senare delen av analysperioden. försvinner dock i den remarkabla ökning av den totala sjukfrån- varon som inneburit. Att förändra ersättningsnivåer i sjukförsäkringen är förhållandevis enkla åtgärder som uppen- barligen också påverkar sjukskrivningsbeteendet hos de försäkrade. Dessa effekter är dock inte av den storleken att de märkbart kan påverka utvecklingen med kraftigt ökande sjuktal. För att komma åt en sådan utveckling krävs sannolikt mer ingående förändringar av arbetslivet. Utträde ur kortvarig sjukskrivning Liksom när det gäller beslutet att sjukskriva sig gäller rimligtvis även för beslutet att avsluta ett sjukfall, att det framför allt är för de kortvariga fallen som vi kan förvänta oss beteendeförändringar till följd av förändringar i incitamentsstrukturen. Som nämndes ovan är det sannolikt så att det i de längre fallen är så pass mycket andra faktorer som spelar in att utrymmet för incitamenten att verka torde vara tämligen begränsade. I den utsträckning ersättnings- systemets utformning har någon betydelse för denna process i de långvariga fallen är det troligast så att det påverkar frågan om när ett sjukfall avslutas snarare än om det avslutas. Det faktum att läkarintyg krävs fr.o.m. den sjunde sjukdagen utgör givetvis en viktig restriktion för det spelrum individen har när det gäller beslutet av avsluta ett sjukfall. Detta är en av flera anledningar till att korta och långa sjukfall i sjukfrånvaro- litteraturen ofta behandlas som två skilda fenomen. och (1996) visar t.ex. att sannolikheten att avsluta ett sjukfall stiger fram t.o.m. den sjunde sjukdagen (för män), därefter sjunker sannolikheten över varaktighetstid. Det är också svårare även i de kortare fallen att teoretiskt avgöra hur de olika förändringarna kan tänka slå i termer av beteende- effekter. Reformen 1991 innebar, som nämnts, att ersättningen blev lägre () än de resterande (80/, se Tabell 3). Om vi ser skillnaden mellan arbets- inkomst och ersättning som kostnaden för sjukfrånvaro, innebär det att i och med denna reform kostar varje ytterligare dag av lönen dag ett och två. Fr.o.m. dag tre t.o.m. dag sex är kostnaden för varje ytterligare dag . Om individen omfattas av en avtalsförsäkring som innebär att åtta dagars sjukskrivning ger ytterligare tio procents ersättning också , är givetvis incitamenten starka för ytterligare en dags sjukskrivning vid dag sju.