prop · H403170 · 2017-04-11 00:00:00 — 27Löneinkomst är inget perfekt mått på omfattningen av lönearbete eftersom semesterersättning och avgångsvederlag, såväl som sjuklön och kollektivavtalsreglerad ersättning, inkluderas i detta inkomstmått. 28I figur B1 och B2 (bilaga B) redovisas arbetsinkomst respektive sannolikheten att vara inskriven vid Arbetsförmedlingen före och efter beslutet i omprövningen, för födda tidigt respektive sent . Resultaten visar att grupperna är helt jämförbara innan beslutet i omprövningen fattats. Därefter uppvisar gruppen som är född tidigt , och som prövats i , en högre genomsnittlig arbetsinkomst och en lägre sannolikhet av att vara inskriven vid Arbetsförmedlingen. R I K S R E V I S I O N E N Ä R S J U K S K R I V N I N G B R A F Ö R H Ä L S A N ? I tabell 6 framgår att nekandet av sjukpenning leder till en positiv och statistiskt säkerställd ökning av arbetsinkomsten i anslutning till beslutet. Effekten motsvarar en ökning av inkomsten med 108 000, vilket torde vara en underskattning eftersom måttet inte avser ett fullt år.29 Därutöver inkluderar analysen både anställda och arbetslösa. En närmare analys (ej redovisad här) visar att effekten främst kan härledas till dem som var anställda när sjukskrivningen påbörjades. År 2 och 3 återfinns inga statistiskt säkerställda effekter på arbetsinkomsten. Detta beror sannolikt på att flera av dem som beviljades sjukpenning återgick i arbete i takt med att de närmade sig den bortre tidsgränsen. Emellertid finns indikationer på en lägre sannolikhet att vara inskriven vid Arbetsförmedlingen under båda dessa år. Dessa effekter är svagt statistiskt säkerställda och kan härledas till dem som var arbetslösa för beslutet i omprövningen. En fördjupad analys ger inget stöd för att beslutet i omprövningen skulle ha haft någon inverkan på utbetalningar av ekonomiskt bistånd (analysen redovisas ej i rapporten). Den sammantagna bilden är därmed att nekandet av sjukpenning, och den efterföljande minskade användningen av sjukförsäkringen bland dem som fick sjukpenningen indragen, hade positiva effekter på sysselsättning och löneinkomster. Tabell 6 Effekter av att nekas sjukpenning på löneinkomst respektive sannolikheten att vara inskriven vid Arbetsförmedlingen, indrag, standardfel inom parentes Inkomst från arbete () Inskriven vid Af (ja/nej) 108,4** (48,0) -0,31(0,24) 82,2 (58,3) -0,57* (0,33) 52,6 (62,6) -0,48* (0,26) Anm: Resultat från instrumentvariabelskattningar av effekterna av att bli nekad sjukpenning på löneinkomst (kontant bruttolön ), respektive sannolikheten att vara inskriven vid Af, 1–efter beslutet i omprövningen. Som instrument används när individ är född (tidigt/sent). I skattningarna har kontrollerats för kön, gift (ja/nej), barn under 18 (ja/nej), utrikes född (ja/nej), pensionsgrundande inkomst föregående år, utbildningsnivå (3 nivåer), arbetsmarknadsstatus vid sjukskrivningsstart (4 nivåer), diagnos (5 nivåer), sjukskrivningens omfattning (2 nivåer) och län (21 nivåer). */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10/5/1 procents nivå. 5 117 observationer. 5.5 Effekter på hälsa En individs hälsa kan mätas på olika sätt. Olika mått kan emellertid i olika grad förväntas fånga individens subjektiva hälsa. Graden av subjektivitet definieras av 29En jämförelse med dem som beviljades sjukpenning ger att effekten innebär en ökning av arbetsinkomsten med . 28 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N O'(2009) som i vilken utsträckning preferenserna kan få genomslag i måttet. Det mest subjektiva måttet på hälsa är den självskattade hälsan. Läkemedelsförskrivningar, sjukfrånvaro (som kräver sjukintyg) och besök hos läkare eller vårdcentral är också subjektiva mått men i mindre utsträckning eftersom de förutsätter en bedömning av utomstående (läkare, handläggare). De minst subjektiva måtten på hälsa är slutenvårdsbesök, biomarkörer och mortalitet (dödlighet). Detta eftersom de i högre grad ligger utanför individens kontroll. I avsnittet redovisas effekterna av att få sjukpenningen indragen med avseende på olika hälsoindikatorer. För det första studeras effekterna på antalet besök inom öppenvården, där besök inom primärvården inte ingår. För det andra studeras effekterna på antalet förskrivna dygnsdoser av läkemedel, vilket är ett mått på läkemedelskonsumtion. För det tredje studeras antalet dagar som inlagd inom slutenvården. Måtten kan i stigande ordning förväntas fånga effekterna på den faktiska hälsan hos individerna.30 I tabell 7 redovisas effekterna på dessa hälsoindikatorer upp till olika uppföljningshorisonter, mätt från och med beslutet i omprövningen. Resultaten ger inga belägg för att den indragna sjukpenningen skulle ha gett några effekter på individernas hälsa. Inte något av hälsomåtten uppvisar statistiskt säkerställda resultat för någon av uppföljningshorisonterna. Utöver dessa analyser har även mortalitet studerats, här mätt som sannolikheten att dö efter beslutet i omprövningen. Inte heller detta mått ger något stöd för att den nekade sjukpenningen skulle gett några effekter på individens hälsa. 30I figur B3-B5 (bilaga B) redovisas utfall för hälsoindikatorerna före och efter beslutet i omprövningen, för födda tidigt respektive sent . Figurerna visar att grupperna är balanserade, dvs. uppvisar samma nivå av vård- och läkemedelskonsumtion, före beslutet och att skillnaderna är små även efter beslutet. R I K S R E V I S I O N E N Ä R S J U K S K R I V N I N G B R A F Ö R H Ä L S A N ? Tabell 7 Effekter av att nekas sjukpenning på hälsa, indrag, standardfel inom parentes -1,1 (1,2) (1,9) 0,8 (1,8) -1,5 (2,2) (1,4) 2,3 (2,8) -4,6 (3,8) (1,1) 9,1 (5,6) -4,9 (4,9) -0,6 (0,9) 7,0 (7,3) Anm: Resultat från instrumentvariabelskattningar av effekten av att bli nekad sjukpenning på olika hälsoindikatorer. Som instrument används när individ är född (tidigt/sent). I skattningarna kontrolleras för kön, gift (ja/nej), barn under 18 (ja/nej), utrikes född (ja/nej), pensionsgrundande inkomst föregående år, utbildningsnivå (3 nivåer), status vid sjukskrivningsstart (4 nivåer), diagnos (5 nivåer), sjukskrivningens omfattning (2 nivåer), län (21 nivåer). */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10/5/1 procents nivå. 5 117 observationer. 5.6.1 Gränspopulationen – vilka är de? De studerade effekterna avser, som beskrevs i avsnitt 5.2, en gränspopulation: de som hade blivit nekade sjukpenning i omprövningen om de varit födda tidigt (och prövats i ), men tvärtom blivit beviljade sjukpenning om de i stället varit födda sent (och prövats utanför ). Exakt hur denna population ser ut går inte att veta eftersom ett ärende endast prövas på en ort. Man kan emellertid få en ungefärlig uppfattning om gruppens sammansättning genom att jämföra individer som nekades sjukpenning bland dem som var födda tidigt respektive sent . Hade liknande bedömningar gjorts för dem som var födda tidigt och sent , skulle andelen som nekades sjukpenning varit lika stor i grupperna och de som nekades i respektive grupp varit identiska. I tabell C1 (bilaga C) framgår att skillnaden mellan dem som nekades och var födda tidigt respektive sent är små, vilket antyder att denna gränspopulation, dvs. de ytterligare som nekades sjukpenning i gruppen födda tidigt pga. att de prövades i , inte i någon större utsträckning avviker från övriga nekade.31 Med andra ord förefaller de ha egenskaper och erfarenheter som påminner om de andra som nekades sjukpenning i omprövningen, åtminstone om man utgår från det som framkommer i register. 31Notera att tabell 3 och tabell C1 skiljer sig åt såtillvida att beskrivningen i tabell 3 avser både de som beviljades och nekades sjukpenning i omprövningen. 30 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N Skillnader kan emellertid finnas beträffande andra mer svårfångade faktorer, exempelvis relaterade till individens arbetsförmåga, arbetsplats och arbetsuppgifter. Vidare visar en jämförelse mellan sjukskrivna som nekades respektive beviljades sjukpenning på över lag små skillnader. De som beviljades sjukpenning (kolumn 4) var något högre utbildade i genomsnitt och en lägre andel var sjukskrivna med en muskuloskeletal diagnos. De hade i genomsnitt också varit sjukskrivna en något än de som nekades sjukpenning. Att bli beviljad sjukpenning i omprövningen kan förväntas påverka eventuellt efterföljande sjukfrånvaro på två sätt jämfört med att bli nekad. För det första kan det tänkas förlänga en vid beslutet pågående sjukskrivning, det gäller inte minst om den pågående perioden är den som beslutet avser. För det andra kan ett beviljande öka benägenheten att bli sjukskriven . Det beror på att uppfattningen om vad som krävs för att få sjukpenning från sjukförsäkringen torde påverkas av beslut man själv blir föremål för. Notera att detta även gäller beslut om retroaktiva sjukskrivningar. Att bli mer benägen att bli sjukskriven kan betraktas om en beteendeeffekt av beslutet i omprövningen. I tabell C2 (bilaga C), kolumn 2, redovisas effekterna av att bli nekad sjukpenning på framtida sjukfrånvaro med hänsyn tagen till om individen var sjukskriven för beslutet eller inte. Med andra ord neutraliseras den ena av de två ovanstående effekterna, den som avser en eventuellt pågående period, och beteendeeffekten kan renodlas. Resultaten visar att det under de 6 första kvartalen efter beslutet, med visst undantag för kvartal 3, inte finns några tecken på beteendeeffekter av att bli nekad sjukpenning. Med andra ord drivs den konstaterade effekten i form av färre sjukskrivningsdagar fram till dess (kolumn 1) av att vid beslutet pågående sjukfall blir kortare än vad de annars hade blivit. För kvartal 7 och 8 konstateras emellertid starkt respektive svagt statistiskt säkerställda beteendeeffekter. Re- sultaten ger således stöd för att det finns beteendeeffekter av att bli nekad sjukpenning, och att dessa med tiden är de som driver effekterna på sjukfrånvaro i denna studie.32 5.6.3 Betydelsen av inskrivningstid Hur länge man varit sjukskriven vid nekandet av sjukpenning kan ha betydelse för möjligheterna att återgå i arbete, sannolikheten att övergå till SA och kanske också hälsa. I tabell C3 redovisas hur effekterna på sjukskrivning, mottagande av SA, arbetsinkomst och hälsa påverkas av hur länge sjukskrivningen pågått. För att studera hälsa har ett index skapats genom en sammanvägning av individens 32En analys av ärenden som avser avslag ger inget stöd för att beteendeffekter förekommer. Visserligen går resultaten i samma riktning som för indragsärendena, men de är inte statistiskt säkerställda. R I K S R E V I S I O N E N Ä R S J U K S K R I V N I N G B R A F Ö R H Ä L S A N ? vård- och läkemedelskonsumtion efter beslutet i omprövningen. Ett högt indexvärde signalerar hög vård- och läkemedelskonsumtion, och därmed relativt svag hälsa, medan ett lågt värde tvärtom signalerar relativt god hälsa. Resultaten visar att den tydligt negativa effekten av att nekas sjukpenning på efterföljande sjukskrivning, är fallande med sjukskrivningens längd. Effekten minskar med och är statistiskt säkerställd. Med andra ord reducerar individer som varit sjukskrivna en förhållandevis sjukfrånvaron mer än dem som varit sjukskrivna förhållandevis . Resultatet ska ses i ljuset av den tidsgräns vid som omfattade individerna i urvalet. Den bidrar till att reducera effekten på sjukfrånvaro för individer som varit sjukskrivna länge vid nekandet. Vidare framgår av tabell C3 att den positiva effekten på arbetsinkomst året efter nekandet, minskar med som sjukskriven. Individer som blir nekade sjukpenning relativt tidigt under sjukfallet går således tillbaka i arbete i högre utsträckning än dem som blir nekade sent. På motsvarande sätt avtar den minskade risken för SA , med sjukskrivningens längd. Beträffande effekterna på hälsa återfinns inget tydligt samband med sjukskrivningens längd. Att bli nekad sjukpenning tidigt i sjukfallet förefaller således inte påverka hälsan annorlunda jämfört med att bli nekad sent. Sammantaget visar resultaten att de positiva effekterna av att nekas sjukpenning i form av minskad användning av sjukförsäkringen och ökad sysselsättning, är lägre ju längre individen varit sjukskriven. 5.7 Effekter för olika delpopulationer Det är rimligt att anta att nekande av sjukpenning påverkar olika individer, och grupper av individer, olika mycket och på olika sätt. I tabell 8 redovisas effekterna av att få sjukpenningen indragen för olika grupper med avseende på, i) användning av sjukförsäkringen, där perioder med sjukpenning och SA slagits samman, ii) inkomster från arbete och, iii) hälsa, mätt som en sammanvägning (index) av vård- och läkemedelskonsumtion. Effekterna mäts för män och kvinnor separat, för grupper med olika position på arbetsmarknaden, samt för grupper med olika hälsa. Resultaten visar att kvinnor tydligt reducerar användningen av sjukförsäkringen upp till efter nekandet av sjukpenning. I effekten, som motsvarar en reducering av antalet ersättningsdagar med , ingår en lägre risk att övergå till SA. För män återfinns ingen statistiskt säkerställd effekt. Män påverkades emellertid inte i samma utsträckning som kvinnor av var omprövningen 32 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N genomfördes, och man kan därför inte dra slutsatsen att män och kvinnor reagerar olika på att bli nekade sjukpenning.33 Noterbart är att kvinnors minskade sjukfrånvaro inte genererade några säkerställda effekter beträffande vare sig hälsa eller löneinkomst. Detta medan män, som i mindre utsträckning reducerade sin framtida sjukfrånvaro, förefaller ha ökat sina löneinkomster. Resultatet är emellertid endast svagt statistiskt säkerställt. Skillnaden mellan könen kan åtminstone delvis förklaras av att kvinnor i högre utsträckning än män var sjukskrivna på deltid. En given minskning av sjukfrånvaron bör därför ge mindre utbyte i form av ökat arbete för kvinnor jämfört med män.34 Ytterligare en förklaring kan vara att kvinnor i högre utsträckning än män hittar alternativa försörjningskällor till arbete i händelse av nekad sjukpenning, exempelvis studiemedel eller försörjning via partner. För att analysera om effekten av nekande av sjukpenning påverkas av vilken förankring individen har på arbetsmarknaden har ett index skapats av tre variabler: utbildningsnivå (tre nivåer), utrikes född (ja/nej) samt sysselsättningsstatus (arbetslös eller inte). Individer med relativt låg utbildning (som högst gymnasienivå), utrikesfödda samt arbetslösa, förväntas i genomsnitt ha en sämre position och sämre förutsättningar på arbetsmarknaden än eftergymnasialt utbildade, svenskfödda och anställda. Ett lågt värde på indexet indikerar en gynnsam ställning medan ett högt värde indikerar en svag ställning. Resultaten visar att positionen på arbetsmarknaden har betydelse för hur individen påverkas av ett nekande av sjukpenning. Den minskade användningen av sjukförsäkringen kan främst härledas till en mellangrupp av individer som varken tillhör de mest gynnade eller missgynnade på arbetsmarknaden. Denna grupp både minskar användningen av sjukförsäkringen och ökar arbetsinkomsterna efter att ha blivit nekade sjukpenning. Avslutningsvis analyseras effekterna av nekande av sjukpenning med avseende på individens förväntade hälsostatus vid omprövningstidpunkten. Ett index har skapats enligt samma princip som beskrevs i avsnitt 5.6.5, men med skillnaden att hälsan avser . Resultaten visar att gruppen med den relativt bästa hälsan är den som tydligast minskar antalet ersättningsdagar under de två efterkommande åren. Inga statistiskt säkerställda effekter återfinns emellertid beträffande vare sig arbetsinkomst eller hälsa. Detta kan till viss del sannolikt förklaras av att en relativt hög andel var sjukskrivna på deltid för omprövningen. 33F-värdet i kolumn 1 anger styrkan i skattningen med avseende på skillnaden i andelen som nekades sjukpenning mellan individer födda tidigt och sent . Värden under 10 indikerar en relativt liten skillnad vilket försämrar skattningens precision, och därmed möjligheter att utläsa statistiskt säkerställda skillnader mellan dem som nekades sjukpenning och inte. 34Därutöver kan kvinnor förväntas ha ett lägre faktiskt arbetsutbud, dvs. Med ”heltid” och deltid” avses i texten sjukskrivning i relation till det faktiska arbetsutbudet. R I K S R E V I S I O N E N Ä R S J U K S K R I V N I N G B R A F Ö R H Ä L S A N ? Intressant att notera är att de med den förväntat sämsta hälsan ökar sina arbetsinkomster åren efter avslaget i omprövningen. Inga statistiskt säkerställda effekter i form av färre antal ersättningsdagar kan dock konstateras, åtminstone inte med två års uppföljningshorisont. En närmare analys visar emellertid en tydlig minskning efter avslaget, en effekt som sedan avtar . Tabell 8 Effekter av att bli nekad sjukpenning för olika grupper Sjp och SA, -351,3 (317,9) 499,6*(299,7) (1,7) -450,3***(158,5) 83,7 (92,5) (0,6) - Grupp 1 (hög status) -384,8*(215,9) (164,3) -0,9 (0,9) -597,5**(290,9) 447,5**(207,8) (1,2) - Grupp 3 (låg status) -235,2 (181,2) -66,3 (103,1) (0,8) - Grupp 1 (god hälsa) -701,9***(265,0) (163,4) -0,6 (0,6) -144,8 (252,3) -6,0 (173,5) -0,3 (0,8) - Grupp 3 (svag hälsa) -353,6 (236,0) 366,0**(175,9) 1,2 (1,4) Anm: Resultat från instrumentvariabelskattningar av effekten av att få sjukpenning indragen på, i) användningen av sjukförsäkringen, ii) inkomst från arbete, och iii) hälsa. Som instrument har använts information om när individen är född (tidigt/sent). Sjp = sjukpenning, SA = sjuk- och aktivitetsersättning. a: Hälsa mäts som ett index skapat genom en sammanvägning av information om antal besök inom öppenvården, antalet förskrivna dygnsdoser av läkemedel, samt antalet dagar som inskriven inom slutenvården, efter beslutet i omprövningen. Ett högt värde signalerar svag hälsa och ett lågt värde det motsatta. b: Indelningen i grupp har gjorts genom en sammanvägning av information om sysselsättning vid sjukskrivningens start (i jobb/arbetslös), utrikes född (ja/nej), samt utbildningsnivå. c: Hälsa mäts som ett index skapat genom en sammanvägning av information om antal besök inom öppenvården, antalet förskrivna dygnsdoser av läkemedel, samt antalet dagar som inskriven inom slutenvården, upp innan beslutet i omprövningen. I skattningarna kontrolleras för kön, gift (ja/nej), barn under 18 (ja/nej), utrikes född (ja/nej), pensionsgrundande inkomst föregående år, utbildningsnivå (3 nivåer), arbetsmarknadsstatus vid sjukskrivningsstart (4 nivåer), diagnos (5 nivåer), sjukskrivningens omfattning (2 nivåer), län (21 nivåer). */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10/5/1 procents nivå. Antal observationer är 5 117. 34 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N 5.8 Effekter på de offentliga utgifterna En beräkning av vilka effekter den striktare bedömningen av rätten till sjukpenning som tillämpades i hade för de offentliga utgifterna, väger samman förändringar i användningen av sjukförsäkringen med förändringar av kostnader i sjukvården. Med användning av sjukförsäkringen avses utbetalningar i form av sjukpenning, rehabiliteringspenning och sjuk- och aktivitetsersättning, och med kostnader inom sjukvården avses framför allt kostnader för vårdbesök och för subventioner av läkemedel. Beräkningen ska tolkas försiktigt eftersom uppföljningsperioden är begränsad och eventuella effekter på andra offentliga områden inte beaktas, liksom inte heller eventuella effekter på det allmänna välbefinnandet. Det sistnämnda torde emellertid inte vara någon större brist då inga hälsoeffekter kunde konstateras i analysen. Frånvaron av hälsoeffekter gör också att beräkningen kan avgränsas till skillnader i användningen av sjukförsäkringen. Med tre års uppföljningshorisont uppgår skillnaden i utbetald ersättning från sjukförsäkringen för respektive grupp i det studerade urvalet till sammanlagt , eller per individ i genomsnitt. Den beräknade besparingen avser alltså den gränspopulation vars beslut i omprövningen var avhängig omprövningsort. I avsnitt 5.2 beräknades storleken på denna population till av urvalet. En intressant fråga är i vilken utsträckning resultaten är överförbara till en större population, dvs. till ärenden som inte lett till omprövning. Frågan inrymmer två delfrågor, dels i vilken utsträckning det finns svårbedömda ärenden där läkaren känner tveksamhet inför om sjukskrivning är en lämplig åtgärd eller inte, eller där handläggarens bedömningsutrymme medger både ett positivt och negativt beslut, dels i vilken utsträckning de konstaterade effekterna kan förväntas vara överförbara till denna population. Vad gäller frågan om andelen svårbedömda ärenden är den av naturliga skäl svår att besvara. Mot bakgrund av hur svårt det kan vara att observera och mäta arbetsförmåga och hur relativt lite vägledning lagstiftningen ger i det enskilda fallet, finns anledning att tro att de är relativt vanliga. Inte minst bland de psykiatriska diagnoserna, som utgör av alla pågående sjukskrivningsärenden, kan en stor osäkerhet finnas i bedömningarna både bland läkare och handläggare.35 Jämfört med somatiska diagnoser är arbetsförmågan svårare att fastställa för dessa diagnoser, och kunskap om vad som är betrakta som en optimal sjukskrivningstid saknas i stor utsträckning. Studier har också visat att handläggare upplever ärenden med psykiatriska diagnoser som särskilt komplicerade och tidskrävande, de leder också i högre grad än andra till att handläggaren initierar en utredning.36 35Aktuell statistik från . 36ISF (2014). R I K S R E V I S I O N E N Ä R S J U K S K R I V N I N G B R A F Ö R H Ä L S A N ? Vad gäller den andra frågan om resultatens överförbarhet, visar en jämförelse mellan den studerade populationen och samtliga som påbörjade en sjukskrivning 2009–2012 på tydliga likheter i många avseenden. Faktum är att av de sjukskrivna hade egenskaper, erfarenheter och förutsättningar som i stor utsträckning påminde om dem som senare ansökte om omprövning. Detta talar alltså för att resultaten i hög utsträckning skulle vara relevanta för en population större än den som studerats här. 36 R I K S R E V I S I O N E N E N G R A N S K N I N G S R A P P O R T F R Å N R I K S R E V I S I O N E N 6 Resultatsammanfattning och tolkning I rapporten har analyserats hur nekande av sjukpenning påverkar hälsa, sysselsättning och framtida användning av sjukförsäkringen. Urvalet består av individer som nekats sjukpenning 2009–2012, och som därefter ansökt om omprövning av ärendet. Analysen avser främst drygt 5 000 sjukskrivna, varav en stor andel var långtidssjukskrivna, vars ärenden sannolikt var att betrakta som svårbedömda. Resultaten visar att nekandet av sjukpenning i ett pågående sjukfall kraftigt reducerade den efterföljande sjukfrånvaron, och också sannolikheten att motta SA. Effekten är tydligare för kvinnor än för män och återfinns både bland dem med bäst och sämst hälsa. De minskade utbetalningarna av sjukpenning och sjuk- och aktivitetsersättning innebar en besparing i sjukförsäkringen på i genomsnitt per individ. Vidare konstateras att nekandet av sjukpenning ökade individens arbetsinkomst. Med andra ord återgick sjukskrivna som inte fick fortsatt sjukpenning i hög grad i arbete. Effekten var tydligast för en grupp som varken kan förväntas ha bäst eller sämst chanser på arbetsmarknaden. Effekten var också tydligare för män än för kvinnor, vars ökning av arbetsinkomsten inte var statistiskt säkerställd. En delförklaring till resultatet är att en högre andel av kvinnorna arbetar deltid. Inget stöd ges i resultaten för att nekandet av sjukpenning skulle ha gett några effekter på hälsan. I rapporten har olika hälsoindikatorer (vård- och läkemedelskonsumtion samt mortalitet) analyserats men inga skillnader har kunnat konstateras som ett resultat av nekandet.