sou · GSB343d2 · 2005-01-01 00:00:00 — Figur 4A visar att det finns ett svagt nega- tivt samband mellan jämställdhet och antalet universitetsstu- derande (som andel av befolkningen) speciellt för de mest jäm- ställda länderna.21 Detta överensstämmer med att både högre ut- bildning och jämställdhet i stor utsträckning är utvecklingsmått, det vill säga de är intimt förknippade med ett lands ekonomiska välstånd. 19Den härstammar från Boschini (2002) och (2003). 20OECD: ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; . (EEA): ; . och (EAP): ; ; ; ; ; . (SA): ; ; ; ; . och Nord- (): ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; . (LAC): ; ; ; ; Ekvador; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; . söder om (SSA): ; ; Central Afrikanska Republiken; . ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; ; . 21Notera att ju lägre gender empowerment är desto mer jämställt är landet. Figur 4A och 4B. Universitetsstuderande som andel av befolkningen Källa: UNDP (2003) samt egna beräkningar från data. Mindre väntat är att det inte finns någon stark korrelation mellan andelen kvinnliga universitetsstudenter och graden av jämställdhet i landet, såsom Figur 4B indikerar. Det visar sig också (Figur 5) att andelen genusspecifika utbildningsval inte är minst i OECD- länderna utan i . Givet att andelen kvinnliga univer- sitetsstudenter i OECD-området är ungefär detsamma som i Latin- , framstår det som anmärkningsvärt att andelen kvinnor i naturvetenskap och teknik är så låg. Figur 5 visar hur andelen kvinnliga universitetsstudenter har förändrats över tiden i för- hållande till andelen kvinnliga studenter i naturvetenskap och teknik i de olika regionerna. Regional utveckling i kvoten kvinnliga/manliga studenter på och inom naturvetenskap (Observationer , 1980, 1990 och 1997 för varje region) Kvinnor per manlig student Källa: Egna beräkningar från data. Inflödet av kvinnor på universiteten har således inte resulterat i ett motsvarande inflöde av kvinnor inom naturvetenskapliga och tekniska ämnen. Visserligen finns det ett positivt samband mellan andelen kvinnor som studerar och andelen som blir naturvetare, men den senare ökar mycket långsammare. 5Hur stor betydelse har skillnader i utbildningsval för den ekonomiska utvecklingen? Att kvinnors och mäns utbildning är viktig för tillväxten oberoende av varandra har visats i flera studier, såsom Klasen (1999), Dollar och Gatti (1998) och (2001). Klasen (1999) uppskattar att tillväxttakten i BNP per capita i snitt skulle kunna öka om skillnaderna i utbildning mellan kvinnor och män minskade. Hur stor effekt har genusspecifika val på universitetsnivå på den ekonomiska utvecklingen? Till en början är det viktigt att bestäm- ma hur ekonomisk utveckling ska mätas. Helst skulle ett mått på allmän levnadsstandard i befolkningen användas som mått, men det är ofta problematiskt i termer av mätfel och att de inte finns till- gängliga . Dock är BNP per capita starkt korrelerat inte bara med enstaka mått som förväntad livs- längd vid födseln och läskunnighet utan också med United Nation Development Programmes (UNDP) vedertagna mått på levnads- standard, det så kallade Human Development Index (HDI) – se Sambandet mellan Human Development Index och BNP per capita år 200323 Human Development Index (HDI) Källa: UNDP (2003). Detta leder till att det går att använda tillväxttakten i BNP per capita som ett mått på ekonomisk utveckling, i vetskapen om att den fångar mer än den genomsnittliga inkomstens utveckling i ett land. 22Human development index är ett vägt mått av tre fundamentala dimensioner för mänsklig utveckling: ett långt och hälsosamt liv, kunskap och en viss nivå av materiell levnadsstandard. Se UNDP (2003). 23BNP per capita är mätt i US dollars och är köpkraftsjusterad. Notera att HDI är ett index, så att ju lägre index, desto högre välfärdsnivå. Effekten av genusspecifika val på tillväxten kan fångas genom att definiera hur stor skillnaden är i antalet kvinnliga respektive man- liga studenter i naturvetenskap och humaniora på . Närmare bestämt, säg att vi definierar naturvetenskap som be- stående av studenter i alla de naturvetenskapliga ämnena samt ingenjörsvetenskaperna och matematik; låt humaniora på liknande vis bestå av studenter i språk, litteratur- och konstvetenskap samt relaterade ämnen. Då kan skillnader i mäns och kvinnors utbild- ningsval fångas av de två följande måtten: GapNatur som är absolutvärdet av skillnaden i andelen kvinnliga och manliga stu- denter i naturvetenskap; och GapAlla som är summan av GapNatur med motsvarande siffra på skillnaden i andelen kvinnliga och man- liga studenter som studerar humaniora. GapAlla = GapNatur + Detta innebär att GapNatur kommer att variera mellan 0 och 1, där 1 är helt könssegregerade utbildningsval, medan GapAlla kan fluk- tuera mellan 0 och 2, där 2 är tillståndet där kvinnor och män väljer helt olika. Dessa mått fångar i vilken utsträckning genusspecifika val görs. Tabell 3 visar hur måtten varierar mellan de olika regioner- na. SOU 2004:43 Bilaga 8 Regioner rankade efter genusspecifika utbildningsval Källa: Egna bearbetningar utifrån data. Som synes är inte utbildningsskillnaderna minst i utan snarare i , och och . De senare två regionerna är speciellt anmärkningsvärda eftersom – som framgår av Figur 5 – har dessa relativt sett färre kvinnliga universitetsstudenter. Det betyder att skillnaderna i ut- bildningsval mellan könen är betydligt mindre där än i till exempel och som är regioner där flertalet studerande är kvinnor. Förklaringen till detta ligger förmodligen i att det är få som läser vid universiteten i dessa regioner, vilket innebär att det endast är den framtida eliten som utbildar sig.24 Dock kvarstår att det är intressant att de genusspecifika valen är mindre markanta eftersom dessa utbildningsnormer kan fortplanta sig till nya stu- dentgrupper. För att studera betydelsen av genusspecifika utbildningsval på universitetsnivå används så kallade tillväxtregressioner. Dessa är minsta kvadrat skattningar med tillväxttakten i BNP per capita som beroende variabel. Såsom förklarande variabler inkluderas, förutom måtten på genusspecifika utbildningsval, även en rad kontroller som anses vara viktiga för att förklara ekonomisk utveckling. Bland dessa har vi investeringar (som procent av BNP), initial BNP per 24 I genomsnitt är andelen av befolkningen som studerade vid universitet i de olika regionerna som följer: ; ; söder om ; och ; och ; . Variationerna inom regionerna är stora. Exempelvis varierar an- delen av befolkningen vid i mellan i och i . Kom ihåg att denna förklaring inte gäller skillnaderna inom (till exempel mellan relativt mer genusbalanserade utbildningsval jämfört med . capita nivå, utbildningsnivån i befolkningen mätt såsom genom- snittligt antal år i utbildning, graden av politisk instabilitet i ett land och graden av öppenhet i handeln med omvärlden. (Alla variabler definieras utförligt i Appendix och där finns även källhänvis- ningar.) Utöver dessa, inkluderas två ytterligare variabler. Den första ut- görs av antalet studenter inom naturvetenskap i början av perioden, naturvetare. Naturvetare är en proxy för antalet forskare in Forsk- nings- och Utbildningssektorn (dessa utgörs till största delen av ingenjörer och naturvetare) och syftar till att kontrollera om de har någon egen effekt på BNP tillväxten. Även förändringen i antalet naturvetare inkluderas som förklaringsvariabel i regression,naturvetare. Den andra variabeln ämnar fånga jämställdheten i landet, vilket är speciellt viktigt eftersom skillnader i utbildnings- inriktning mellan könen – som vi såg i Figur 3 – i någon mån beror på den allmänna bilden av kvinnors och mäns roll i samhället. Fertilitet (antalet barn per kvinna) används som ett mått på ett lands jämställdetsnivå.25 Dummyvariabler för regionerna samt för varje tioårsperiod i samplet inkluderas också i regressionerna, men presenteras inte. Deskriptiv statistik för de viktigaste variablerna rapporteras i Tabell 4. Tillväxt i BNP per capita (i %) Investeringar (% av BNP) Naturvetare (% av studenterna) Utbildning (genomsn. 25 Idealet hade varit att använda ett sammanvägt mått såsom UNDPs gender empowerment index, men det finns endast för en del av länderna i urvalet och finns dessutom bara för 1990-talet. Tabell 5 presenterar resultaten från minsta kvadrat skattningarna med tillväxttakten i BNP per capita som den beroende variabeln.26 I kolumnerna (1) och (2) visas utfallet av skattningarna utan extra kontrollvariabler. Förutom investeringar som är positivt signifi- kanta för tillväxten påverkas den ekonomiska utvecklingen positivt även av antalet naturvetare och av förändringar i den genomsnitt- liga utbildningsnivån i befolkningen. Att antalet naturvetare gynnar tillväxten är i linje med resultaten i , Shleifer och Vishny (1991) och indikerar att val av utbildningsinriktning är ekonomiskt betydelsefullt bortom den allmänna kompetens utbildning skapar. I kolumn (1) är varken nivån eller förändringen i GapNatur signi- fikant, vilket innebär att kvinnors och mäns representation inom teknisk och naturvetenskaplig utbildning inte slår igenom i sig. Däremot påverkas tillväxten negativt av både nivån och föränd- ringar i GapAlla – se kolumn 2. Detta innebär att ju mer kvinnor och mäns utbildningsval ändras mot att vara genusneutrala, desto högre blir tillväxttakten i BNP per capita. 26 Motiveringen till den exakta specifikationen av regressionsmodellen finns i Boschini (2003). Bilaga 8 SOU 2004:43 (1) Tillväxt (2) Tillväxt (3)Tillväxt (4)Tillväxt 0.102*** 0.109*** 0.102*** 0.110*** 0.057*** -1.718*** -3.148*** -2.243** -0.0002*** -0.0002*** *** indikerar signifikans på 99 procentsnivån; ** på 95 procentsnivån; och * på 90 procents- nivån. Robusta standardfel inom parenteserna. Hur ska vi tolka att GapAlla men inte GapNatur är signifikant för den ekonomiska tillväxten? Mer forskning och data skulle behövas för att veta exakt vad som händer. Men en anledning till att GapNatur inte blir signifikant kan vara att variationen i variabeln är ganska liten. I många av utvecklingsländerna i urvalet var högskolan länge föga utbyggd och de tekniska och naturvetenskapliga ämnena eftersatta relativt andra utbildningsinriktningar såsom vård. Efter- som jag i regressionerna kontrollerar för både befolkningens genomsnittliga utbildningsnivå och graden av jämställdhet kan vi åtminstone utesluta att GapAlla skulle vara ett mått som fångar den allmänna ekonomiska nivån i ett land. Det är svårt att tro att genusbalansen inom olika utbildningsinriktningar inte annat än påverkar den ekonomiska tillväxttakten. Detta innebär att de sociala normerna som inverkar på dessa val har mycket stora eko- nomiska implikationer. Dessa resultat står sig i kolumnerna (3) och (4) där resultaten baseras på att även initial BNP per capita, öppenhet och politisk instabilitet inkluderas. Fertilitet påverkar inte tillväxten i dessa specifikationer och detsamma gäller när jag testar för andra indikatorer på jämställdhet, såsom kvinnligt arbetskraftsdeltagande. Då effekten på tillväxt av genusspecifika utbildningsval, såsom fångad av GapAlla, är avsevärd illustrerar följande numeriska exem- pel dess betydelse för den ekonomiska utvecklingen. Föreställ er att ett land har 10 000 studenter på universitetsnivå, vara hälften är kvinnor. av de manliga studenterna läser naturvetenskap och ingenjörsutbildningar, medan av kvinnor gör det. Tillväxttakten i BNP per capita skulle då öka om kvinnor och män skulle välja likadant, det vill säga om alla utbildningar skulle bli genusbalanserade. Detta är en mycket be- tydelsefull effekt och har stora implikationer för ett lands lång- siktiga utveckling. Tankeexperimentet förutsätter dock en rad långtgående förändringar i exempelvis företagsstruktur som kan absorbera det större utbudet av naturvetare och teknologer. Denna rapport har studerat anledningarna till genusspecifika ut- bildningsval och dessas konsekvenser. Jag har visat hur sociala normer till exempel kan styra in tekniskt begåvade kvinnor på traditionellt kvinnliga områden som konstnärligt lagda män kan ledas att välja ingenjörsutbildningar, som de varken har intresse eller begåvning för. Hur kan då ekonomisk politik adressera de makroekonomiska effekterna av genusspecifika val av utbildningsinriktning? Ur en strikt makroekonomisk synvinkel talar resultaten av tillväxtregres- sionerna ett klart språk: åtgärder bör vidtas för att minska de genusspecifika valen då de leder till produktivitetsförluster. Dock måste den ekonomiska politiken ta ett ännu bredare perspektiv och beakta den samhällsekonomiska vinsten av en åtgärd. Så för att i slutändan besvara frågan om vilka ekonomisk politiska åtgärder som bör vidtas måste upphovet till de genusspecifika valen begrun- das. Om det är så att kvinnors och mäns olika utbildningsval enbart beror på genuina skillnader i intressen mellan könen, då är det förmodligen direkt olämpligt att vidta någon åtgärd. Är det däremot så att det finns anledning att tro att sociala normer kan förklara en del av de genusspecifika valen av högre utbildning, då bör aktiva åtgärder tas. Dels finns det anledning att på olika sätt stödja och uppmuntra utbildningsval som bryter mot traditionella utbildningsmönster. Till exempel, bör det även fort- sättningsvis finnas speciella program för att uppmuntra kvinnor att utbilda sig inom tekniska ämnen. Men det finns anledning att även arbeta aktivt tidigt i åldrarna. Eftersom upp till en tredjedel av de genusspecifika valen grundläggs , finns det motiv att på olika sätt uppmuntra elever redan i att utforska nya valmöjligheter, samt att försöka att locka till mer genusneutrala val av ämnen. Akerlof, . and , 2000, Economics and Identity, 115:3, ss. , , , och , 2003, Is There a Glass Ceiling in ?, 21:1, pp. Bassanini, och , 2001, Does human capital matter for growth in the countries? Evidence from pooled mean-group estimates, Economics Depart- ment Working Papers 282. Baker, . och , 1993, Creating Gender Equality: Cross-national Gender Stratification and Mathematical Performance, Sociology of Education 66:2, pp. Barro, . och Jong-Wha , 2000, on Educational Attainment: Updates and Implications, , working paper 42. Boschini, , 2002, Three essays on the economics of institutions, , Dissertations in Economics 2002:3. Boschini, , 2003, The impact of gender stereotypes on economic growth, , Working Papers in Economics 2003:4. Correll, ., 2001, Gender and the Career Choice Process: The Role of Biased Self-Assessments, 106:6, ss. Dollar och , 1999, Gender Inequality, Income and Growth: Good for Women?, , Gender and Development Working paper 1. , , 1992, Myths of gender: Biological theories about men and women, BasicBooks, . de la Fuente, och , 2000, Human capital in growth regressions: How much difference does data quality make?, Economics Department Working Papers 262. , ., 1989, Revolving Doors. Sex Segregation and Womens Careers, , . , , 1999, Explaining Sex Differences in Educational Choice. An Empirical Assessment of a Rational Choice Model, 15:4, ss. Klasen, , 1999, Does Gender Inequality Reduce Growth and Development? Evidence form Cross-Country Regressions, Gender and Development Working paper 7. Knack och , 1995, Institutions and Eco- nomic Performance: Cross-Country Tests Using Alternative Institutional Measures, Economics and Politics 7, ss. Le Grand, , 1997, Kön, lön och yrke, i SOU 1997:136, ss. , ., Shleifer och , 1991, The Allocation of Talent: Implications for Growth, 106:2, ss. Mincer, och , 1974, in Human Capital: Earnings of Women, 82:2, ss. , 2001, Education at a Glance, , . 1994, Universitet och högskolor. Grund- och påbyggnads- utbildning. Examina 1977 1992/93., U20 . 2003, Universitet och högskolor. Studenter och examina i grundutbildningen /2002, U20 . Bilaga 8 SOU 2004:43 SOU 1993:85, Ursprung och Utbildning, Utbildningsdeparte- mentet. Temple, , 2000, Growth effects of education and social capital in the countries, Economics Department Working Papers 263. , och . , 1999, Choice of major: the changing (unchanging) gender gap, Industrial and 52:2, ss. , olika år, Statistical Yearbook. (Delvis till- gänglig på ) United Nations Development Programme (UNDP), 2003, 2003: Millennium Development Goals: A compact among nations to end human poverty, , . Wadensjö, , 1997, Arbetsinkomster för kvinnor med högre utbildning, SOU 1997:137. , , 2002, Does Education Matter? Myths about education and economic growth, Penguin Books, . , 2001, Engendering Development, World Press, . , 2002, 2000 World Development Indicators, CD-rom. SOU 2004:43 Bilaga 8 Initial BNP per capita Real BPN per capita i 1996 internationella dollar mätt i början av Årlig genomsnittlig tillväxttakt i real BNP per capita, snitt över varje Genomsnittliga inhemska brutto investeringar som andel av BNP. Studenter i naturvetenskap och ingenjörsämnen som procent av alla studenter i högre utbildning, mätt i början av varje period. Överskott av män relativt till kvinnor som studerar naturvetenskap som andel av totala antalet studenter i naturvetenskap (i absolut GapNatur plus överskottet av män relativt till kvinnor som studerar humaniora som andel av totala antalet studenter i humaniora (i absolut värde). Absolut förändring i GapNatur över varje period. Absolut förändring i GapAlla Absolut förändring i totala antalet år i utbildning i befolkning som är Källa: Barro, R.J. och J.-W. (2000) Genomsnittligt antal barn per kvinna. Källa: (2002) Sammanlagd handel (export plus import) som andel av BNP. Genomsnittligt antal regimskiften, brytpunkter och kollapser i regim i POLITY varje period, där POLITY är ett index som antar värdet 0 i en fullständigt autokratisk regim och 20 i en fullfjädrad demokrati. beräkningar från Polity IV. Källa: , M.G. och K. Jaggers (2000) Den könssegregerade arbetsmarknadensamband med sjukdom Positiva effekter av könsintegration, negativa av könssegregering? Det finns endast ett fåtal studier om samband mellan sjuklighet och arbetsmarknadens könssegregering. Dessa visar att personer som arbetar i könsintegrerade yrken inte är sjuka och sjuk- skrivna lika ofta. Sjukfrånvaron blir högre ju mer könssegre- gerade yrken är, och högst är den i de extremt mansdominerade yrkena. Kvinnorna i denna grupp har en extremt hög sjuk- frånvaro. Det verkar alltså finnas ett tydligt samband mellan arbete i könsintegrerat yrke och bättre hälsa. Studierna tillåter dock inte att några slutsatser om orsaker till detta kan dras. Dessutom saknas kunskap om betydelse för hälsa av grad av könsintegre- ring på själva arbetsplatsen, liksom om det har betydelse hur länge man arbetat på ett könssegregerad eller -integrerad jobb. Trots att arbetsmarkanden så starkt präglas av könssegre- gation saknas alltså t.o.m. basal kunskap om betydelsen av detta för sjukligheten i samhället. De studier som finns tyder dock på att värdefull kunskap skulle kunna fås av sådan forskning. De allt högre sjuktalen har alltmer hamnat i fokus i samhällsdebatten och ses som ett av samhälls- ekonomins stora problem. Sjukfrånvaro är ett mycket komplext fenomen som påverkas av många olika faktorer på olika strukturella nivåer. Arbetsmarkanden och dess utformning är en central sådan faktor. I detta avsnitt kommer fokus att vara den betydelse köns- segregeringen av arbetsmarknaden kan ha för sjukfrånvaro och sjuklighet. Många studier har visat på ett starkt samband mellan arbets- marknadens segregering utifrån socialgruppstillhörighet och sjuk- lighet (, 1991; North, 1993). Däremot har endast ett fåtal studier gjorts om sambandet med könssegregation. Det kan verka förvånande att intresset för klasskillnader varit så starkt medan hälsokonsekvenser av könssegregeringen i stort sett inte uppmärksammats av forskare förrän , och inte ens då i mer än några få studier. Dessa studier visar dock liknande resultat, nämligen ett tydligt samband mellan horisontell köns- segregation i yrken och sjuklighet, både för kvinnor och för män (Gonäs, 2001). Sammanfattningsvis har både kvinnor och män lägre sjuklighet i gruppen av könsintegrerade yrken, i jämförelse med dem i mans- eller kvinnodominerade. I gruppen av extremt könssegregerade yrken (kvinnor eller män) är sjukligheten högst. Kvinnor har t.ex. mycket hög sjuklighet i gruppen av extremt mansdominerade yrken. Detta gäller oavsett om sjukdom mätts i termer av illness, dvs. självrapporterad sjuklighet, disease; sjuk- dom diagnostiserad av läkare eller som sickness, dvs. en social sjukroll i form av sjukfrånvaro (, 2000; , 2000). I en enkätstudie från fann man att personer i köns- integrerade yrken har bättre hälsa (Hunt, 1997) och i en svensk registerstudie visade sig risken för hjärtinfarkt vara högre i köns- segregerade yrken (, 1998). I några andra studier har grad av sjukfrånvaro i förhållande till könssegregation analyserats. Det framkom då att sjukfrånvaron var lägst i könsintegrerade yrken och allra högst i gruppen av extremt mansdominerade yrken. Detta gällde för sjukfrånvaro generellt (, 1995a; Alexander- son, 1994) (Figur 1, Tabell 1), liksom för sjukfrånvaro med speci- fika diagnoser såsom muskeloskelletala (, 2003), psykiatriska (Hensing, 1995), graviditetsrelaterade (, 1995b) och hjärtkärlsjukdomar (, 2000a). En fördel med samtliga dessa studier är att de är populations- baserade och att personer från både kvinnodominerade, mansdomi- nerade och könsintegrerade yrken har inkluderats. Detta är själv- klart viktigt för att kunna studera eventuella skillnader mellan könsintegrerade och könssegregerade yrken. Det finns också några studier av sjukdom bland kvinnor och män i vissa mycket könssegregerade yrken. Sådana studier kan mer användas för att få kunskap om faktorer som påverkar hälsan i just dessa grupper, inte för att titta på skillnader mellan könssegregerade och könsintegre- rade. En svaghet med de här studierna är att de ät tvärsnittstudier, vilket innebär att det går att konstatera att ett samband finns mellan sjuklighet och könssegregering, däremot går det inte att säga något om orsakssambandet. En annan nackdel är att man haft få data om andra centrala aspekter, vilket innebär att resultaten inte kunnat kontrolleras olika s.k. störningsfaktorer, konfounders. I ett forskningsprojekt från finns data om alla sjukfall som varade , inklusive uppgifter om diagnoser och yrken. Från Folk- och bostadsräk- ningen finns uppgifter om andel kvinnor och män i olika yrken av de ca 185 000 personer som då yrkesarbetade i Östergöt- land. Vi delade in dessa i fem grupper utifrån grad av könssegre- gation. Samtliga yrken som hade 40 kvinnor anställda kallades könsintegrerade, de med 60 kallades kvinno- dominerade och de med kvinnor anställda kalla- des extremt kvinnodominerade. På motsvarande sätt delades de mansdominerade yrkena i två grupper. Andelen personer i var och en av de fem grupperna som hade minst ett sjukfall överstigande framgår av Figur 1. Andelen sjukskrivna, utifrån graden av numerär köns- segregation i yrken. Gäller samtliga sjukfall överstigande för samtliga yrkesverksamma personer, , i Östergöt- lands läns landsting 1985. Yrkesindelning enl. NYK (Nordisk yrkesklassificering) Procent av de i yrket som är kvinnor Av figuren framgår för det första att kvinnors sjukfrånvaro är högre än mäns i samtliga fem grupper. För det andra att sjuk- frånvaron är betydligt lägre i den könsintegrerade gruppen. För det tredje att sjukfrånvaron ökar med grad av könssegregering, både för kvinnor och män. För det fjärde, slutligen, att andelen kvinnor med sjukskrivning är betydligt högre i den extremt mansdomine- rade gruppen (yrken med kvinnor). Samma siffror presenteras i Tabell 1. Av konfidens intervallen där framgår att skillnaderna mellan de olika grupperna och mellan kvinnor och män är statistiskt säkerställda, dvs. inte beror på slumpen. Vidare framgår av tabellen att kvinnor har mer än två gånger så hög sjukfrånvaro än män i gruppen av extremt mans- dominerade yrken. Dessa resultat är liknande om sjukfrånvaron i olika diagnos- grupper analyseras var för sig.