sou · GWB3113 · 2009-01-01 00:00:00 — Sättet att hantera detta problem har varit att bestämma sam- bandet mellan SCB:s ohälsoindex och ett index baserat på variab- lerna i fältundersökningen. Detta har gjorts med hjälp av ett data- material, som samlats in i , , befolk- ningsdelen (SNAC-K) och som innehåller variabler för beräkning av båda indexen. Med hjälp av det skattade sambandet har sedan SCB-index imputerats på individnivå4 i fältundersökningen respek- tive SNAC-undersökningen. Insatserna har därefter kunnat beräk- nas givet nivån på ohälsoindex för respektive delgrupp. Tabell 2.2 visar den på detta sätt beräknade andelen med plats i vård- och 2I fältundersökningen ingick kommunerna . Samma kommuner deltog i under- sökningar med samma metodik . 3SNAC, study on Aging and Care, är en av regeringen initierad, stor longitudinell studie avseende åldrandet samt uppkomsten och tillgodoseendet av vårdbehoven, som pågått inom fyra områden i . 4Imputera innebär att lägga in ett slumpmässigt beräknat värde utifrån en skattad sanno- likhetsfördelning omsorgsboende (särskilt boende med heldygnsomsorg) per grad av ohälsa, åldersgrupp och kön. Tabell 2.2 Andel med plats i vård- och omsorgsboende (särskilt boende med heldygnsomsorg) enligt fältundersökningen 2007 och SNAC-K per grad av ohälsa, åldersgrupp och kön, procent. Lätt ohälsa el. Det är här värt att notera att andelen personer i vård- och omsorgsboende bland yngre personer är låg även bland dem med svår ohälsa. Situationen är mycket annorlunda för de äldsta där ohälsa och vård- och omsorgsboende går hand i hand och där även personer med full hälsa eller lätt ohälsa – mätt på detta sätt – kan behöva vård- och omsorgsboende. 3.1Utvecklingen av olika indikatorer på behov av äldreomsorg enligt ULF-undersökningarna perioden –2006 I diagram 3.1 visas utvecklingen –2006 för kvinnor respektive män av andelen med dålig självskattad hälsa, med nedsatt funktionsförmåga på grund av sjukdom respektive med rörelsehinder sammanvägt5 över åldersgrupperna. I samtliga fall är andelarna för åldersgruppen extrapolerade utom –89 samt 2002–2006 där observerade värden är inlagda. Extrapolationen har sedan korrigerats på sätt som beskrivits ovan. 5 Sammanvägningen är gjord med åldersfördelning, dvs. standardiserad för för- ändringarna i den äldre befolkningens ålderssammansättning. Diagram 3.1 Utvecklingen av andelen personer med olika former av ohälsa –2006, sammanvägt över åldersgrupper, kvinnor och män. ULF-undersökningarna – extrapolerade värden för de utom /89 och 2002–2006. Dålig hälsa - män Dålig hälsa - kvinnor Nedsatt förmåga - män Nedsatt förmåga - kvinnor 1986 1988 1990 1992 2000 2002 2004 2006 För samtliga dessa indikatorer finner man här en nedåtgående ten- dens såväl för kvinnor som för män. Nedgången är dock betydligt mer påtaglig under periodens tidigare del än under den senare, där man kan se en viss stagnation. I det följande diagrammet visas utvecklingen av andelen perso- ner med svår ohälsa enligt SCB:s definition per åldersgrupp och kön. SCB:s hälsoindex bygger som nämnts ovan på de tre indikato- rerna i diagram 3.2 och visar följdriktigt en liknande utveckling som dessa. Diagram 3.2 Utvecklingen av andelen personer med svår ohälsa (SCB:s hälsoindex) per åldersgrupp och kön – 2006. ULF-undersökningarna – extrapolerade värden för de utom /89 och 2002–2006. Dålig hälsa - män Dålig hälsa - kvinnor Nedsatt förmåga - män Nedsatt förmåga - kvinnor 1986 1988 1990 1992 2000 2002 2004 2006 Genom det begränsade antalet observationer i får man relativt stora hopp mellan åren när man bryter ner på ålders- grupper. Detta gäller speciellt de äldsta. Det går ändå att se en mot- svarande utveckling som i diagram 3.1. Fram till mitten av 1990- talet sjunker andelen med svår ohälsa i alla delgrupper, medan utvecklingen är betydligt lång- sammare men med i huvudsak samma riktning. I de två följande diagrammen 3.3 A och B visas utvecklingen av de tre nivåerna av SCB ohälsoindex sammanvägt över åldersgrupperna för män respektive kvinnor. Diagram 3.3 Utvecklingen av andelen personer per ohälsograd (SCB:s hälsoindex) sammanvägt över åldersgrupperna, män respektive kvinnor, –2006. ULF-undersökningarna – extrapolerade värden för de utom /89 och 2002–2006. 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 Andelarna med svår och måttlig ohälsa är som man ser ungefär lika stora och minskar båda över tiden, medan andelen med full hälsa eller lätt ohälsa ökar. Den senare är högre för män än för kvinnor om man väger ihop åldersgrupperna. 3.2Framskrivning av andelen med svår ohälsa (SCB- definition) perioden –2025 De observerade och extrapolerade andelarna med olika typer av ohälsa per åldersgrupp och kön kan läggas till grund för trend- framskrivningar. Nedan visas resultatet av en sådan framskrivning avseende andelen med svår ohälsa (SCB:s definition). Framskriv- ningen är gjord med samma metodik som extrapoleringen till den äldsta åldersgruppen, dvs. lineär extrapolation av logaritmen för oddskvoten (ln(p/(1-p)). Eftersom det finns skäl att särskilt analy- sera inverkan av den förändrade tendensen sedan mitten av 1990- talet är trendframskrivningen gjord med två alternativa basperio- der: 1988–2006 respektive 1996–2006. Förutom att visa vad den observerade utvecklingen leder till om den fortsätter i samma takt framåt, tydliggör en fram- skrivning också trendens styrka och riktning. För den skull är de båda framskrivningsalternativen kalibrerade till en gemensam utgångspunkt så att skillnaderna i riktning och förändringstakt och styrka lätt kan avläsas. I diagrammen 3.4 A och B nedan visas den trendmässiga utvecklingen av andelen personer med svår ohälsa per åldersgrupp och kön för perioden –2025 med utnyttjande av basperioden –2006 respektive 1996–2006. 4 Framskrivning av andelen personer med svår ohälsa per ålders- grupp och kön för perioden –2025. A. Basperiod 1988–2006 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 B. Basperiod 1996–2006 Män 65 - 74 Män 75 - 84 Kvinnor 65 - 74 Kvinnor 75 - 84 Använder man den långa basperioden blir trenden minskande eller oförändrad för alla delgrupper. Baseras trendframskriv- ningen enbart –2006 blir bilden något mer splittrad. För alla grupper utom kvinnor får man en minskning av andelen med svår ohälsa. Ökningen för mellangruppen kvinnor är dock obetydlig. Anmärkningsvärd är i båda fallen minskningen för de äldre männen, som är betydligt starkare än för de yngre. 3.3Framskrivning av behovet av platser i vård- och omsorgsboende perioden –2040 baserat på observerade trender i utvecklingen av SCB:s hälsoindex Trendframskrivningen av SCB:s ohälsoindex kan utnyttjas för att skriva fram behovet av platser i vård- och omsorgsboende . För detta behövs en befolkningsprognos, trendframskrivna hälsodata per indexnivå samt antalet platser per innevånare per åldersgrupp och kön i utgångsläget. Nedan visas resultatet av en sådan beräkning för perioden – 2040, som är baserad på observerade trender i utvecklingen av SCB:s hälsoindex. Hälsotrenderna antas härvid inte vara längre än , varefter hälsoläget antas oförändrat. Beräkningarna pre- senteras för tre fall: SOU 2008:113 Bilaga 4 Fall 0: Oförändrad ohälsa (diagram 3.5) Fall 1: Hälsotrend baserad på utvecklingen –2006 (diagram 3.6) Fall 2: Hälsotrend baserad på utvecklingen –2006 (diagram 3.7) Diagram 3.5 Framskrivning av behovet av platser i vård- och omsorgsboende under antagandet om oförändrad ohälsa enligt SCB:s index för perioden –2040 (fall 0). Män 65 - 74 Män 75 - 84 Diagram 3.6 Framskrivning av behovet av platser i vård- och omsorgsboende under antagandet om en trend för ohälsoindex 2005–2020 baserad på utvecklingen –2006 (fall 1). Män 65 - 74 Män 75 - 84 Diagram 3.7 Framskrivning av behovet av platser i vård- och omsorgsboende under antagandet om en trend för ohälsoindex 2005–2020 baserad på utvecklingen –2006 (fall 2). Män 65 - 74 Män 75 - 84 Som framgår av diagrammen ovan ger det första trendbaserade alternativet (fall 1) till resultat ett lägre behov av platser än en framskrivning som bygger på oförändrat behov per åldersgrupp och kön. Utgår man, som i fall 2, från den observerade trenden –2006 blir dock behovet högre, men inte så högt som vid anta- gande om oförändrat platsbehov per åldersgrupp och kön räknat. Detta framgår tydligare av diagrammet 3.8 nedan, som visar den procentuella utvecklingen av behovet av platser i vård- och omsorgsboende i de tre studerade alternativen. Diagram 3.8 Procentuell utveckling av behovet av platser i vård- och omsorgs- boende 2005–2040 i de tre undersökta fallen. Den förbättring man kan se i SCB:s hälsoindex den senaste tjugo- årsperioden resulterar i en viss reduktion av platsbehovet. Genom att förbättringstakten har varit lägre blir resul- tatet dock något sämre om endast dessa år läggs till grund. Bero- ende på basperiod erhåller man en ökning av platsbehovet i vård- och omsorgsboende med 50–– 2040. De resultat, som presenterats ovan, vilar på en rad antaganden som måste granskas. Det första antagandet gäller befolkningsprognosen och den därmed sammanhängande prognosen om dödlighetens utveckling. SCB:s befolkningsprognoser underskattade tidigare genomgående utvecklingen av antalet äldre personer (jfr LU- bilagan, sid. 22) på grund av att man inte kunde förutse den mycket snabba nedgången i dödligheten. har man med stöd av den observerade utvecklingen gjort betydligt djärvare antaganden. Även i den senaste befolkningsprognosen antas dock nedgången i dödligheten bli långsammare efter 2015. Man antar också en avse- värt långsammare minskning för de äldsta – speciellt kvinnorna. Alla förutsägelser världen över om en maximal livslängd har hit- tills kommit på skam. I alla industriländer antas att medellivsläng- den kommer att fortsätta att öka (World Population Ageing 1950– 2050, UN, 2002). SCB:s prognos avviker här inte från den allmänna trenden. Det förefaller därför nu finnas mindre skäl än tidigare att anta att SCB underskattat utvecklingen. Mot detta talar beräk- ningar, som visar att den starkt ökande utbildningsnivån bland de äldre under de kommande decennierna kan driva en snabbare ned- gång av dödligheten än den som SCB antagit (Demographics and future needs for public long-term care and services among the elderly in , Batljan, 2007). Detta beror på att högutbildade äldre personer har betydligt lägre dödlighet än lågutbildade. Skulle dödligheten minska mer än antagits höjer detta de beräknade fram- tida kostnaderna i båda alternativen. Den andra faktorn av betydelse för beräkningarna är andelen boende i vård- och omsorgsboende per åldersgrupp, kön och gra- den av ohälsa. Avgörande för denna beräkning är vilket mått på ohälsan som man väljer att utgå från. De beräkningar, som redo- visas här, bygger när det gäller förekomsten av ohälsa på SCB:s ULF-undersökningar. Detta material erbjuder ganska stora val- möjligheter när det gäller hälsomått. Olika analyser har visat att ADL-beroendet, dvs. beroende av hjälp för personliga aktiviteter för dagligt liv såsom bad och dusch, på- och avklädning etc., är den faktor som har det starkaste sam- bandet med behovet av vård- och omsorgsboende. Det kan då synas naturligt att välja utvecklingen av denna indikator som grund för en framskrivning av det framtida platsbehovet. Detta har också varit skälet till att i de senaste beräkningarna för det kommunala utjämningssystemet övergå från SCB:s hälsoindex till ADL-bero- endet som mått på omsorgsbehovet i befolkningen. Emellertid visar det sig att ADL-beroendet enligt ULF-under- sökningarna ökat mycket starkt . Den uppmätta ökningen är så stark, att den – om den varit verklig – oundvikligen skulle ha haft en mycket påtaglig effekt på äldreomsorgen. Kon- troller mot andra datamaterial såsom den ovan nämnda fältunder- sökningen och SNAC-undersökningen ger dock inget stöd för en sådan dramatisk utveckling av andel ADL-beroende personer. Inte heller har den förmärkts på annat sätt i kommunernas verksamhet. Skälet till att ADL-beroendet enligt ökat på detta sätt är oklart. Det kan ha att göra med hur frågorna ställs. Det kan också hänga samman med förändrade förväntningar och föreställningar hos de äldre, intervjuade personerna. Att utgå från ULF-undersökningarnas uppgifter på öknings- takten i ADL-beroendet resulterar i absurda resultat vid en framskrivning av behovet av platser i vård- och omsorgsboendet. Inga andra av de hälsomått, som kan tas fram ur ULF-undersökningen, visar samma utveckling. Av detta skäl har ADL-beroende inte valts som hälsomått i här redovisade analyser. I stället har SCB:s ohälsoindex använts som indikator för att beräkna behovet av platser. Detta mått, som också använts i tidigare analy- ser av behovsutvecklingen, kombinerar tre olika ohälsomått; själv- skattad hälsa, nedsatt funktionsförmåga och rörelsehinder. En styrka i sammanhanget är att dessa tre mått är mycket samstäm- miga när det gäller utvecklingen i stort . Valet av SCB:s ohälsoindex var också dikterat av att det fanns tillgång till ett datamaterial, som visade antalet platser i vård- och omsorgsboende per grad av ohälsa givet åldersgrupp och kön. Datamaterialet består av den s.k. fältundersökningen i åtta kom- muner kompletterad med SNAC-undersökningen på , samt . En viktig fråga är givetvis om materialen är riksrepresentativa. För har en uppräkning gjorts per åldersgrupp och kön för att göra vårdkonsumtionen riksrepresentativ. Fältundersökningen är ett stort material – 5 097 personer från åtta kommuner. Det har använts som grund för den kommunala skatteutjämningen och dess representativitet har inte ifrågasatts i detta sammanhang. Antalet platser i vård- och omsorgsboende per innevånare ligger här mycket nära riksgenomsnittet. En svaghet är dock behovet av att imputera ohälsoindex på basis av ett annat datamaterial, eftersom detta primärt inte kan beräknas ur de insamlade uppgifterna på samma sätt som ADL-beroendet. Detta bedöms dock vara av mindre betydelse i sammanhanget. Det datamaterial (SNAC-K-undersökningen, befolkningsdelen), som imputeringen bygger på, omfattar flera tusen observationer och kan därför bedömas ge en säker uppskattning även efter uppdelning på åldersgrupper och kön. Förekomsten av ohälsa i befolkningen – mätt som andel per ohälsograd, åldersgrupp och kön – har alltså beräknats ur ULF- undersökningarna. Dessa undersökningar, som är internationellt unika, har genomförts med i stort sett oförändrad metodik . En brist har varit att de haft en övre åldersgräns – och . är denna åldersgräns borttagen och även 1988/undersökning omfattade alla I de beräkningar som redovisats ovan har före- komsten av ohälsa för gruppen räknats fram genom extrapolation av observerade värden på yngre åldersgrupper Denna metod är givetvis inte perfekt, men visar – efter en mindre korrek- tion – så god överensstämmelse med observerade värden där sådana finns, att det knappast finns anledning att av detta skäl ifrågasätta beräkningsresultaten. En mycket viktig fråga i alla undersökningar av befolkningens hälsa är bortfallet. Man kan aldrig räkna med att samtliga tillfrågade personer ställer upp i en undersökning. Ett visst bortfall är alltså oundvikligt. Men ett för stort bortfall gör att undersökningens resultat måste ifrågasättas. Jämför man sedan resultat från olika tidpunkter blir det viktig att vara säker på att bortfallet inte ändrat karaktär. Bortfallet i ULF-undersökningarna uppgår i här aktuella åldersgrupper till cirka 25–. Det visar en viss tendens till ökning över tiden. Analyser av bortfallet, som gjorts med hjälp av dödlighet och sjukvårdsutnyttjande för svarande respektive icke-svarande, anty- der att ULF-undersökningarna något underskattar förekomsten av ohälsa. Enligt SCB spelar detta mindre roll om man studerar för- ändringar (SCB, Levnadsförhållanden rapport 112, kap. 15, 2006). Analyser, som undertecknad gjort tidigare, pekar emellertid på att ökningen av bortfallet gör att den observerade utvecklingen för- modligen är något för optimistisk. Det handlar dock inte om någon större avvikelse – möjligen i storleksordningen fem–tio procent- enheter högre ökning av platsbehovet . Valet av basperiod inverkar också, som visats ovan, på beräk- ningsresultatet. Väljer man en basperiod ungefär lika lång som den som användes i LU-bilagan och alltså baserar framskrivningen på perioden – 2006 får man en något lägre kostnadsutveckling än om baserar beräkningarna på utvecklingen den senaste tioårsperio- den. Avgörande är här hur man ser på den trendmässiga utveck- lingen. Det går att skönja ett trendbrott även för de indikatorer som ingår i SCB:s hälsoindex även om det är mycket mindre utpräglat än det som kan observeras för ADL- beroendet. Trendbrottet är dock inte av sådant slag att man direkt kan avfärda en framskrivning som bygger på den längre perioden. Resultaten skiljer ju inte heller så mycket. kommer det att visa sig vilken hälso- och behovsutvecklingen blir. Det vik- tiga nu är att konstatera vilken betydelse de äldres hälsoutveckling har för det framtida platsbehovet och därmed kostnaderna för äld- reomsorgen och inrikta det förebyggande arbetet med utgångs- punkt från detta. Den sammanfattande slutsatsen blir därmed att behovet av plat- ser i vård- och omsorgsboende kan vänta öka med 55––2040 – förmodligen något långsammare än vad en ren befolkningsframskrivning ger vid handen. En osäkerhet i sammanhanget är hur dödligheten och därmed antalet mycket gamla kommer att utvecklas. En annan om den försvagning av häl- soförbättringen, som kan iakttas , kommer att fortsätta. I båda fallen blir behoven större – verk- samma insatser i folkhälsoarbetet kan kanske minska behoven. Hur skulle behovet av platser i och kostnaderna för vård- och omsorgs- boendet påverkas av tillkomsten av trygghetsbostäder (serviceboende) I bilaga 5 redovisas analyser, som visar stora skillnader i andelen personer som flyttar från serviceboende till vård- och omsorgsboende jämfört med från ordinärt boende. Data som insamlats i , i , visar att flyttning till vård- och omsorgsboende är ca vanligare i ordinärt boende än i serviceboende. Frågan uppstår därmed om tillkomsten av platser i trygghetsbostäder av samma karaktär som serviceboendet kan leda till ett minskat behov av platser i vård- och omsorgsboende. En följdfråga är om kostnaderna för ett utökat trygghetsboende uppvägs av minskade kostnader för vård- och omsorgsboendet. I det följande kommer att redovisas resultatet av analyser av dessa båda frågor med utnyttjande av flyttnings- och kostnadsdata från stadsdelen , . Serviceboende av den karaktär, som finns på , är en form av särskilt boende, där hjälp och stöd tilldelas genom ett biståndsbeslut avseende hemtjänst på samma sätt som i ordinärt boende. I serviceboendet bor de äldre i ett huskomplex med till- gång till viss gemensam service. Kostnaden räknat per hemtjänst- timme blir därmed något högre än i ordinärt boende. Till detta kommer att insatserna – givet bakomliggande faktorer såsom åldersgrupp, kön och grad av funktionsnedsättning – är något större i serviceboendet än i det ordinära boendet. På finns 208 platser i serviceboende, 895 personer får insatser av äldreomsorgen och/eller hemsjukvården i ordinärt boende och 516 personer bor i vård- och omsorgsboende.1 Analy- sen är gjord i form av två räkneexempel, där det antas att antalet platser i serviceboendet utökas med 100 respektive 200 platser som antalet personer som får hjälp i ordinärt boende minskas med samma antal. Det antas därvid att sammansättningen av de överflyttade personerna med avseende på åldersgrupp, kön och grad av funktionsnedsättning är densamma som i det nuva- rande serviceboendet. Med hjälp av de flyttningsdata som insamlats i kan man sedan beräkna hur flyttningen till vård- och omsorgs- boendet skulle påverkas genom den förändrade fördelningen på boendeformer. Inflyttningen kan därefter översättas i platsbehov. Med hjälp av kostnadsdata från kan man sedan beräkna förändringen i årlig driftskostnad som skillnaden mellan de ökade kostnaderna för serviceboendet minus de minskade kostna- derna för vård- och omsorgsboendet i respektive fall. 2 Material och metod Beräkningarna bygger på observerade data avseende den årliga andelen flyttande från ordinärt boende respektive serviceboende till vård- och omsorgsboende per åldersgrupp, kön och grad av funktionsnedsättning. Data är insamlade i , , vårdsystemdelen, perioden –2007. Totalt om- fattar materialet 5 611 observationer. Utgångspunkt för beräkningarna är läget i stads- del per med avseende på fördelningen av vård- tagarna i äldreomsorgen på åldersgrupp, kön och grad av vård- beroende per boendeform. Det antas sedan att antalet vårdtagare i serviceboendet ökas med 100 respektive 200 vårdtagare. För dessa vårdtagare antas samma fördelning på åldersgrupp, kön och grad av vårdberoende som i serviceboendet. Det ordinära boendet minskas med samma antal vårdtagare och med samma fördelning på ålders- grupp, kön och grad av vårdberoende så att sammansättningen av vårdtagarna totalt för serviceboendet och det ordinära boendet för- blir densamma. 1 Detta är det antal personer som registrerats i . Det verkliga antalet är något högre beroende på bortfall av personer som ej lämnat samtycke till registreringen. Avvikelsen har ingen betydelse för resultatet i stort. Observerade data på den årliga andelen flyttande från respektive boendeform till vård- och omsorgsboende per åldersgrupp, kön och grad av vårdberoende utnyttjas sedan för att beräkna föränd- ringen i antalet flyttande som följd av den antagna förändringen i vårdtagarnas fördelning på boendeformer. Utifrån denna föränd- ring i inflyttningen kan därefter den motsvarande förändringen i behovet av platser i vård- och omsorgsboendet beräknas. En uppskattning av vilken förändring i kostnader, som detta innebär, har gjorts genom att utnyttja kostnadsdata från . Först har beräknats den totala kostnaden före över- flyttningen utgående ifrån det genomsnittliga antalet veckotimmar hemtjänst per åldersgrupp, kön och grad av vårdberoende och kostnaden hemtjänst i det ordinära boendet respektive serviceboendet. Därefter har beräknats motsvarande kostnad efter överflytt- ningen. Det antas därvid att de överflyttade personerna tilldelas veckotimmar hemtjänst per åldersgrupp, kön och grad av vårdbero- ende i samma omfattning som gäller för serviceboendet. (Tilldel- ningen av hemtjänst är där högre än i det ordinära boendet givet graden av vårdberoende.) Kostnaden i ordinärt boende respektive serviceboende har bestämts ur kostnadsdata från . Skillnaden i den totala kostnaden i ordinärt respek- tive serviceboende kan jämföras med den kostnadsminskning, som man får genom ett reducerat behov av platser i vård- och omsorgs- boendet. Årskostnaden per plats har likaledes hämtats från . Beräkningarna har gjorts för båda överflyttnings- alternativen – 100 respektive 200 personer. Graden av funktionsnedsättning anges genom fördelningen på s.k. PADL-grupper med utgångspunkt från SNAC-index. Detta index sammanfattar funktionsnedsättning med avseende på ADL- beroende, rörelsehinder, inkontinens och kognitiv nedsättning. Indexet, som går från 0 till 23, används för att definiera fem grup- per: -Ingen eller lätt nedsättning (0–1), -måttlig nedsättning (2–7), -nedsatt (8–13), -mycket nedsatt (14–19) samt -helt nedsatt (20–). (Jfr SNAC-K rapport nr. 13; Äldrecentrum 2007:19.) I här redovisade beräkningar har de tre högsta grupperna slagits samman. Tabell 1 visar den procentuella fördelningen på grupper i ordinärt boende respektive serviceboende på enligt mätningen . Tabell 1 Fördelning på PADL-grupper, ordinärt boende och service- boende, per , procent. PADL-grp 3–5 Det framgår av tabell 1 att fördelningen på PADL-grupper skiljer mellan boendeformerna. I serviceboendet tillhör en betydligt större andel än i det ordinära boendet grupperna 3–5.