Uønsket midlertidig beskæftigelse og psykisk helbred
Forfattere: Karsten Albæk, Stefan Bastholm Andrade
Tidsskrift: tidsskrift-for-arbejdsliv (2025-01-28)

## Uønsket midlertidig beskæftigelse og psykisk helbred

Karsten Albæk &amp; Stefan Bastholm Andrade

## Abstract

Siden 1970'erne har de fleste vestlige lande haft en stigning i job karakteriseret ved midlertidige ansættelsesforhold som fx vikariater eller projektansættelse. Mens nogle arbejdstagere aktivt tilvælger denne ansættelsesform for at få mere tid til andre aktiviteter, er det for andre arbejdstagere et nødvendigt onde for at komme ind på arbejdsmarkedet, som leder til en følelse af usikkerhed og psykisk sårbarhed. I denne artikel analyserer vi konsekvenserne af ufrivillig midlertidig beskæftigelse for arbejdstageres brug af receptpligtig medicin mod angst og stress. Data er baseret på et kohortedesign, hvor vi kombinerer spørgeskemabesvarelser fra Arbejdskraftundersøgelsen med registerdata om arbejdstagernes brug af receptpligtig medicin mod angst og stress. Vores resultater viser, at kvinder i længerevarende ufrivillig midlertidig beskæftigelse (halvandet år eller længere) har en forøget risiko på 13 procentpoint for at bruge receptpligtig medicin. Ved kortere ansættelsesperioder er de negative konsekvenser ved ufrivillige midlertidige ansættelser relativt små. For kvinder viser analyserne, at en ufrivillig midlertidig ansættelse på 3 måneder eller mindre formindsker risikoen for receptpligtig medicin med ét procentpoint. For mænd i ufrivillige midlertidige ansættelser finder vi ingen tegn på ændret risiko for negative psykiske helbredsproblemer på hverken kort eller langt sigt.

Keywords: arbejdsmarkedet, uønsket midlertidig beskæftigelse, psykisk helbred

## INDLEDNING

En stadig større andel af den europæiske arbejdsstyrke er ansat i midlertidige ansættelser som fx vikariater eller projektansættelser (Kalleberg, 2011, 2018). I forskningslitteraturen forbindes midlertidige ansættelser typisk med en række negative forhold såsom færre arbejdsrettigheder og øget økonomisk usikkerhed (Kreshpaj et al., 2020; Standing, 2011; Giesecke &amp; Groß, 2003). Især viser danske og internationale studier, at arbejdstagere i midlertidige stillinger har en øget risiko for psykiske helbredsproblemer (Virtanen et al., 2005; Huenefeld et al., 2016). Midlertidige ansættelser kan dog også fremhæves for mere positive aspekter. Mens nogle arbejdstagere ser dem som et nødvendigt onde for at få fodfæste på arbejdsmarkedet, hvilket kan føre til usikkerhed og psykisk sårbarhed, vælger andre dem som et aktivt tilvalg for at få mere tid til andre aktiviteter (Virtanen et al., 2005; Huenefeld et al., 2016).

I denne artikel præsenterer vi hovedresultaterne af en dansk undersøgelse af, hvorvidt ufrivillige midlertidige ansættelser fører til, at arbejdstagerne får et øget brug af receptpligtig medicin mod angst og stress. I forhold til den tidligere litteratur bidrager undersøgelsen med ny viden på fire centrale områder. For det første er vi de første til at præsentere en analyse af konsekvenserne af ufrivillig midlertidig beskæftigelse for mental sundhed. Vi kombinerer spørgeskemabesvarelser fra Arbejdskraftundersøgelsen med registerdata om arbejdstagernes brug af receptpligtig medicin mod angst og stress. I analyserne fokuserer vi på de arbejdstagere, der har angivet, at de har en ansættelseskontrakt af begrænset varighed, fordi de ikke kunne finde et permanent job (operationaliseret som en ufrivillig midlertidig ansættelse). For det andet er undersøgelsen den første, der viser, i hvilket omfang længden af eksponering for ufrivillig midlertidig beskæftigelse påvirker arbejdstagernes mentale sundhed. For det tredje præsenterer vi kønsspecifikke resultater, hvilket sjældent ses i litteraturen om midlertidig beskæftigelse og sundhed. For det fjerde anvender vi de nyeste økonometriske teknikker til at estimere effekten af ufrivillig midlertidig beskæftigelse på mentale sundhedsproblemer. En række af resultaterne af undersøgelsen er tidligere blevet præsenteret i artiklen Involuntary temporary work and mental health medications: A longitudinal study in Denmark , som er publiceret i tidsskriftet PLOS Global Public Health . I forhold til artiklen er fokus for denne udgivelse at sætte et større fokus på de danske forhold.

## BAGGRUND

## Midlertidige ansættelser

Siden 1970'erne har Europa og USA oplevet en markant stigning i antallet af personer, som er ansat i midlertidige eller tidsbegrænsede stillinger, som fx vikariater eller projektansættelser (Katz &amp; Krueger, 2017; Kalleberg, 2018,

Figur 1. Procentuel andel af arbejdstagere i midlertidig ansættelse i de 27 EU-medlemslande, 1983-2022 (OECD, 2024)

2000). Stigningen i antallet af midlertidige stillinger er ifølge arbejdsmarkedsforskere del af en generel trend, hvor de vestlige arbejdsmarkeder bevæger sig mod en tilstand af stadig mere usikkerhed og ulighed (Weil, 2014; Kalleberg, 2009; Uchitelle, 2007). På baggrund af data fra OECD har vi i Figur 1 illustreret væksten i midlertidige ansættelser i Europa. Figuren viser, at mens lidt over 8 pct. af den samlede arbejdsstyrke i de 27 EU-medlemslande i 1983 var ansat i en midlertidig beskæftigelse, steg andelen med 75 pct. til 13 pct. af den samlede europæiske beskæftigelse i 2022 (OECD, 2024).

Blandt arbejdsmarkedsforskere er der bred enighed om, at årsagerne til stigningen i midlertidige ansættelser ikke blot skal findes i globale forhold, såsom stadig mere konkurrence i en globaliseret økonomi og teknologiske innovationer i produktionen, men også i mere lokale forhold som fx arbejdsmarkedsreformer og fald i fagforeningers styrke (målt ved fald i antallet af arbejdstagere, som er medlem af en fagforening) (Barbieri, 2009; Kalleberg, 2000, 2011; Katz &amp; Krueger, 2017; Weil, 2014). Disse lokale forhold spiller en afgørende rolle, hvilket medfører, at der er betydelige nationale forskelle i Europa (Andrade, 2015). Forskning viser, at Danmark siden 2008 i forhold til de andre nordiske lande har haft en markant større stigning i midlertidige ansættelser (Ilsø et al., 2021). Stigning af denne ansættelsesform i Danmark bliver i litteraturen ofte kædet sammen med finanskrisen fra slutningen af 2000'erne, som førte til en øget økonomisk usikkerhed blandt især arbejdstagere i lavindkomstjobs (Rasmussen et al., 2019).

## Psykisk helbred og midlertidig ansættelse

Mens der er bred enighed om, at midlertidige ansættelse fører til øget økonomisk usikkerhed, er der i litteraturen større usikkerhed om, i hvilken grad denne ansættelsesform skader arbejdstagernes psykiske helbred (Moscone et al., 2016). Undersøgelser af, hvorvidt en midlertidig ansættelse har negative konsekvenser for arbejdstageren, er udfordret ved, at relationen kan gå begge veje: Midlertidige ansættelser kan føre til helbredsproblemer, men arbejdstagere med helbredsproblemer kan også være mere tilbøjelige til at søge stillinger med midlertidige ansættelse end mere permanente stillinger. Usikkerheden i litteraturen om at fastsætte kausaliteten mellem midlertidige beskæftigelse med psykisk helbred skyldes muligvis, at det kræver adgang til paneldata, før kausaliteten kan fastlægges. Ved netop at følge arbejdstagerne over tid kan forskerne løbende måle i arbejdstagernes psykiske helbred før, under og efter den midlertidige ansættelse.

Imidlertid er størstedelen af de empiriske undersøgelser baseret på tværsnitsdata, hvilket betyder, at arbejdstagernes helbred kun bliver målt på ét tidspunkt. I en større litteraturgennemgang foretaget i 2005 oplister en forskningsgruppe 39 tværsnitsundersøgelser og blot 3 undersøgelser baseret på paneldata (Virtanen et al., 2005; Huenefeld et al., 2016). I det følgende gennemgår vi de seneste bidrag om forholdet mellem midlertidig ansættelse og sundhed, hvor arbejdstagernes helbredstilstand følges over tid.

Bardasi og Francesconi (2004) anvender 10 indsamlingsrunder af spørgeskemaundersøgelsen British Household Panel Survey (BHPS) til at studere relationen mellem forskellige typer ansættelser og psykisk helbred. Deres indledende analyser er baseret på deskriptiv statistik og viser ingen statistisk signifikante forskelle i det psykiske helbred hos arbejdstagere i midlertidige ansættelser i forhold til arbejdstagere i permanente ansættelser - hverken for kvinder eller mænd. Forskerne skifter herefter til en modelbaseret tilgang for at bestemme mulige effekter. Ved hjælp af en økonometrisk metode kaldet fixed effects, hvor de sammenligner ændringer i arbejdstagernes helbred over tid, konkluderer de, at midlertidige ansættelser ikke sætter sig nogle langvarige spor på arbejdstagernes helbred. Forskerne bemærker dog, at de på baggrund af deres data ikke har mulighed for at skelne mellem ufrivillige og frivillige midlertidige ansættelser. Denne skelnen mellem frivillig og ufrivillig midlertidig ansættelse er central, da frivillig midlertidig ansættelse ifølge forskerne kan tænkes at påvirke arbejdernes helbred positivt ved at være en vej til arbejdsmarkedet for udsatte personer.

Andre studier baseret på paneldata finder dog, at midlertidige ansættelser kan have negative konsekvenser for arbejdstagernes psykiske helbred. I et studie fra USA afdækker Quesnel-Vallée et al. (2010) de mulige negative konsekvenser ved hjælp af spørgeskemadata fra seks indsamlingsrunder fra US National Longitudinal Survey of Youth 1979. Ved hjælp af en metode kaldet propensity score matching kan forskerne sammenligne arbejdstagere i midlertidige ansættelser med en kontrolgruppe af arbejdstagere med permanent ansættelse, som har de samme sociodemografiske træk. Forskerne konkluderer, at arbejdstagere i midlertidige ansættelser i op til to år efter ansættelsen har større risici for psykiske helbredsproblemer, herunder depression.

I et britisk studie fra 2015 anvender en forskergruppe også data fra BHPS (her 18 indsamlingsrunder) til at bestemme, i hvilket omfang personer i midlertidige ansættelser adskiller sig fra andre arbejdere i forhold til fysisk og psykisk sundhed (Dawson et al., 2015). Det psykiske helbred bliver i undersøgelsen målt ud fra selvrapporterede svar i forhold til en række spørgsmål, som spænder fra lav livstilfredshed til psykiske lidelser som angst og stress. Forskerne finder, at arbejdstagere, som skifter fra en permanent til en midlertidig ansættelse, har et lavere niveau af psykisk helbred i forhold til ansatte i permanente an- sættelser, som aldrig skifter til en midlertidig ansættelse.

I en anden britisk spørgeskemaundersøgelse af Bender og Theodossiou (2018) bruger de 17 indsamlingsrunder af BHPS til at undersøge de mulige negative konsekvenser ved fleksible ansættelseskontrakter i forhold til faste ansættelser. Forskerne anvender et bredt mål på selvrapporteret helbred, som foruden respondenternes subjektive vurdering af deres helbred (målt ved svarene 'fremragende' eller 'godt') også medtager mere specifikke helbredsproblemer, såsom angst, depression, hjerte- og blodtryksproblemer samt mave- og fordøjelsesproblemer. I de statistiske analyser medtager forskerne kun de respondenter, der angiver, at de er ved godt helbred og har en permanent ansættelse i starten af undersøgelsen. På baggrund af proportional hazard regressionsmodeller (også kaldet 'overlevelsesmodeller') konkluderer de, at lange perioder med 'atypisk' beskæftigelse fører til et højere stressniveau.

I et studie af det italienske arbejdsmarked anvender Pirani og Salvini (2015) fire indsamlingsrunder af spørgeskemaundersøgelsen the European Union Statistics on Income and Living Conditions Survey. Som mål for helbred anvender de et selvrapporteret mål ud fra spørgsmålet: 'Hvordan er dit helbred generelt?'. De italienske respondenter vurderes til at have helbredsproblemer, hvis de svarer enten 'fair' (hverken godt eller dårligt), 'bad' (dårligt) eller 'very bad' (meget dårligt). På baggrund af multiple regressionsmodeller kombineret med propensity score mathcing (for at justere for mulig selektion ind i gruppen af arbejdstagere i midlertidige ansættelser) finder forskerne, at midlertidig ansættelse ikke har væsentlige negative konsekvenser for mænd, men at ansættelsesformen er stærkt skadeligt for de italienske kvinder. De midlertidige ansættelser er især dårlige for det psykiske helbred for kvinderne, når der er tale om længerevarende ansættelsesforhold.

Ved kortere forhold (inden for et år), hvor en midlertidig ansættelse bliver efterfulgt af en permanent ansættelse, finder de to forskere ingen negative konsekvenser for arbejdstagernes helbred.

På baggrund af vores gennemgang af nyere undersøgelser kan vi konkludere, at studier baseret på paneldata overordnet set viser, at arbejdstagere på midlertidige ansættelser ofte har haft helbredsproblemer, før de blev ansat i en midlertidig stilling. Nogle studier viser dog også evidens for, at midlertidig ansættelse kan forværre de ansattes helbredsproblemer, i hvert fald i længere perioder med midlertidig ansættelse. I vores gennemgang har vi blot fundet én undersøgelse, som foretager separate analyser for kvinder og mænd. Dette studie af det italienske arbejdsmarked finder negative konsekvenser for kvinder, men ikke for mænd (Pirani &amp; Salvini, 2015). Nogle studier påpeger, at konsekvenserne ved en midlertidig ansættelse varierer over typen af velfærdsstat (Andrade, 2015; Voßemer et al., 2018). Eksempelvis fremhæver et studie, at de skandinaviske velfærdsstater giver arbejdstagerne en god beskyttelse mod de negative virkninger af fleksible ansættelsesforhold (Kim et al., 2012). Velfærdsstatens evne til at understøtte arbejdstagerne skal dog også ses i relation til selve den måde, hvorpå arbejdsmarkedet er indrettet.

Det danske arbejdsmarked er karakteriseret ved en høj grad af fleksibiltiet for arbejdsgiverne, da de relativt let kan ansætte og afskedige medarbejdere afhængigt af virksomhedens behov. Samtidig har danske arbejdstagere i forhold til mange arbjdstagere i andre lande en høj grad sikkerhed i form af et socialt sikkerhedsnet med ydelser, der sikre, at arbejdstagere ikke bliver økonomisk sårbare i perioder uden arbejde. Denne kombination af fleksibilitet og sikkerhed bliver forskningslitteraturen oftes indfanget med begrebet flexicurity og begrebet har i nyere tid spillet en central rolle i udviklingen af europæiske politikker

(European Commission, 2007) og i den akademiske debat om usikkert arbejde (Benach et al., 2014; Kalleberg, 2009). Sammenlignet med andre arbejdsmarkeder i Europa er det danske arbejdsmarked præget af en betydelig grad af fleksibilitet i form af en høj frekvens af både ansættelser og afskedigelser (Fasang et al., 2024; Albæk &amp; Sørensen, 1998). Den danske arbejdsmarkedsordning indebærer samtidig, at arbejdstagerne relativt let kan få en ny ansættelse (Albæk et al., 2002). Ydermere er den økonomiske usikkerhed i Danmark lav, fordi velfærdsstaten supplerer den tabte erhvervsindkomst med forholdsvis høje sociale ydelser (Esping-Andersen, 1990).

## DATA

Data stammer fra den europæiske arbejdskraftsundersøgelse (European Union Labour Force Survey, herefter forkortet ved AKU), som er en kvartalsvis sammenlignende panelundersøgelse, der interviewer et udsnit af mennesker i de europæiske lande om deres arbejdsmarkedsdeltagelse. Respondenter bliver i AKU interviewet op til fire gange. Anden samtale foregår et kvartal efter første undersøgelse, mens tredje og fjerde interview finder sted efter to kvartalers pause. I vores analyse bruger vi interviewrunder indsamlet mellem 2006 og 2018 og begrænser vores stikprøve til respondenter, som er mellem 20 og 64 år. Figur 2 viser, hvorledes otte respondentgrupper har deltaget i dataindsamlingen i AKU i perioden fra første kvartal i 2006 til fjerde kvartal i 2008.

Den første respondentgruppe, gruppe A, er interviewet i første og andet kvartal i 2006. Efter en pause i tredje og fjerde kvartal i 2006 bliver respondenterne i gruppe A interviewet igen i første og andet kvartal af 2007. Herefter udgår de fra undersøgelsen. Respondenterne i gruppe B bliver første gang interviewet til undersøgelsen i det andet kvartal af 2006, og er interviewet den sidste gang i det tredje

2006

K1 K2 K3 K4

2007

K1 K2 K3 K4

K4

tigelse. Deltagerne med midlertidig beskæftigelse kan angive én af følgende fire årsager: De kunne ikke finde et fast job, de ønskede ikke et fast job, de har en uddannelsesaftale, eller de har en kontrakt for en prøveperiode. Vores eksponeringsgruppe består af fuldtidsansatte, der svarede, at de var på en midlertidig kontrakt, fordi de ikke kunne finde et fast job. Vi henviser til denne gruppe som ufrivillige midlertidige arbejdstagere. Derudover konstruerer vi en sammenligningsgruppe bestående af alle andre deltagere, der angav, at de var ansat fuldtid på en fast kontrakt. Vi betegner denne gruppe som 'arbejdere med fast kontrakt'. I analyserne inkluderer vi variabler, der måler forskellige længder af ufrivillig midlertidig beskæftigelse, der varierer fra et til seks kvartaler af beskæftigelse.

Vi begrænser analysen til primært at fokusere på arbejdstagere i fuldtids ufrivillig midlertidig beskæftigelse. Vores valg om ikke eksempelvis at inkludere en gruppe af deltidsansatte vikarer beror på, at fuldtidsansatte kan antages at have et højere niveau af

K1

2008

K2 K3

Figur 2. Dataindsamling

kvartal af 2007. Ved hvert kvartal bliver der tilføjet nye respondentgrupper til AKU'en, og undersøgelsen er stadig aktiv. Vi medtager alle respondenter, som deltog i kvartalerne fra 2006 til 2018. I vores analyse begrænser vi ydermere vores data til alene at inkludere respondenter, som mindst én gang har svaret, at de ufrivilligt er i en midlertidig ansættelse. Vi har ingen data om tidligere ansættelsesforhold for de respondenter, som i det første kvartal, hvor de deltager i undersøgelsen, har tilkendegivet, at de har en ufrivilligt midlertidig ansættelse. For at tage højde for dette forhold komplementerer vi vores undersøgelse med en analyse af, hvorvidt konsekvenserne af en ufrivillig midlertidig ansættelse varierer i forhold til arbejdstagernes tidligere ansættelsesforhold.

## Midlertidig ansættelse

Siden 2006 er deltagerne i AKU blevet spurgt, om de er ansat på en midlertidig kontrakt, og hvis ja, årsagen til deres midlertidige beskæf- organisatorisk engagement og jobtilfredshed sammenlignet med deltidsansatte. Som følge heraf kan de mentale helbredskonsekvenser af midlertidig ansættelse også være forskellige for fuldtids- og deltidsansatte. Inddragelse af deltidsansatte i analysen ville således gøre vores resultater til en blanding af svarene fra de to grupper af arbejdere.

## Afhængig variabel: medicinforbrug

For at måle arbejdernes psykiske helbred trækker vi på tidligere undersøgelser og anvender registeroplysninger om deres brug af receptpligtig medicin mod angst og stress (Rocco et al., 2018). Vi har derfor suppleret AKU med registerdata fra Lægemiddeldatabasen, der dækker alle ordinerede lægemidler i Danmark. Databasen indeholder en detaljeret klassificering af medicin i henhold til den internationale klassifikation af lægemidler, Anatomical Therapeutic Chemical Classification System (ATC). Vi konstruerer en binær indikator for mental sundhed, der måler, om respondenten har fået ordineret et eller flere lægemidler mod psykiske problemer i løbet af et kvartal. Vi følger deltagernes mentale sundhed i otte kvartaler før den første undersøgelse og otte kvartaler efter den sidste undersøgelse. Vi bruger de samme to grupper af stoffer som indikatorer for mental sundhed som i Rocco et al. (2018): antihypertensiva og psykotrope lægemidler. Antihypertensiva omfatter ATC-koder C02, C03, C07, C08 og C09, mens psykofarmaka inkluderer ATC-koder N05 og N06.

Mens tidligere studier også har anvendt medicin som et mål for psykiske problemer, er vi klar over, at mange mennesker med lignende helbredsproblemer (af forskellige årsager) ikke bruger medicin. Eksempelvis viser et dansk studie, at mænd har mindre tilbøjelighed end kvinder til at tage receptligt medicin (Nielsen et al., 2003). Vores analyser skal derfor ses som relativt konservative skøn, da antallet af mennesker med psykiske problemer på grund af ufrivillig midlertidig ansættelse kan være væsentligt højere.

## METODE

Den mest optimale tilgang til at estimere en effekt er ud fra et randomiseret forsøg. Imidlertid er denne metode sjældent en mulighed til at besvare samfundsvidenskabenlige spørgsmål. Det gælder også denne undersøgelse, hvor man næppe kan forestille sig et scenarie, hvor mennesker tilfældigt får tildelt ufrivillige midlertidige ansættelser. I stedet har vi valgt en tilgang, som giver os et indblik i den temporale relation mellem arbejdstagernes eksponering for en ufrivillig midlertidig ansættelse og risikoen for et øget medicinforbrug mod angst og stress.

Vores tilgang er baseret på flere forskellige økonometriske modeller. Sammenhængen mellem eksponering for ufrivillig midlertidig ansættelse og medicinforbrug måles ved koefficienter på indikatorvariabler, der tager værdien én, hvis respondenten er i midlertidig beskæftigelse i et kvartal, og nul ellers. Vi koder forskellige længder, så der er én indikator for at være i ufrivillig midlertidig beskæftigelse i ét kvartal, og andre indikatorer for at være i midlertidig beskæftigelse i to, fire, fem og seks kvartaler (pausen i indsamlingen af undersøgelsen betyder, at perioder på tre kvartaler af midlertidig beskæftigelse ikke observeres i dataene). Vi anvender også indikatorvariable før og efter ufrivillig midlertidig ansættelse for bedre at vurdere før- og efter-niveauet for arbejdstagernes mentale sundhed.

Den afhængige variabel i vores modeller er således en binær variabel, som er lig 0, hvis respondenten ikke har fået udskrevet receptpligtig medicin, og lig 1, hvis respondenten har fået medicin. Gennemsnittet af variablen viser dermed andelen af respondenterne, som har fået medicin. Da vores primære uafhængige variabel i modellen også er binær (1 for ufrivillig midlertidig beskæftiget og 0 for andet), kan koefficienten tolkes som ændringen i andelen, som modtager medicin, når respondenterne overgår til midllertidig beskæftigelse. Hvis koefficienten ganges med 100, kan den tolkes som en ændring i procentpoint.

Vi  estimerer  tre  typer  modeller.  Først sammenligner vi resultatet af eksponeringsgruppen med sammenligningsgruppen af andre fuldtidsansatte ved hjælp af en lineær regressionsmodel (OLS). Dernæst bruger vi eksponeringsgruppen til at estimere regressionsmodeller, der indeholder separate skæringspunkter for hver respondent, som i den engelsksprogede metodelitteratur kaldes fixed effects modeller. Disse modeller udelukker påvirkning af tidinvariante faktorer, der kan påvirke arbejdstagernes mentale sundhed, og vi kan derfor kun inkludere tidsvarierende forklarende variable. I den tredje type model anvender vi 'difference-in-difference matching' (Heckman et al., 1997). Denne model er baseret på en procedure, hvor vi danner en kontrolgruppe bestående af arbejdstagere, der går ind i midlertidig beskæftigelse i et senere kvartal (Deshpande &amp; Li, 2019; Fadlon &amp; Nielsen, 2021). Proceduren har potentiale til at mindske virkningen af uobserverede forskelle mellem arbejdstagere på resultatvariablen.

For alle analyser anvender vi stikprøvevægte. Stikprøvevægtene i AKU tager både højde for stratifikation og frafald. For hver respondent anvender vi gennemsnittet af stikprøvevægtene over de runder af undersøgelsen, som de har deltaget i. Vi håndterer manglende værdier på følgende måde: Respondenter uden uddannelsesmæssig information udelades fra analysen, svarende til 2,3 pct. af data; vi tilskriver arbejdstagere nul børn, hvis der ikke er information om børn i data; arbejdstagere uden ægteskabsinformation behandles som enlige; seks arbejdstagere uden beskæftigelsesinformation kategoriseres som manuelle arbejdere på baggrund af deres uddannelsesmæssige information.

## RESULTATER

Vores afrapportering er opdelt i tre afsnit. I det første afsnit anvender vi deskriptiv statistik til at præsentere datamaterialet samt kortlægge de umiddelbare sammenhænge mellem ufrivillige midlertidige ansættelser og arbejdstagernes psykiske helbred. I det andet afsnit går vi mere teoretisk til værk og anvender økonometriske metoder til at bestemme effekten af ufrivillig midlertidig ansættelse på og psykisk helbred. I det tredje afsnit præsenterer vi robusthedsanalyser af vores fund. Alle analyser er opdelt i forhold til køn, og vi medtager kontrolvariable for arbejdstagernes alder, uddannelsesniveau, familieforhold og indkomst.

## Deskriptive analyser

Vi indleder med en deskriptiv analyse af, hvorvidt arbejdstagerne i ufrivillige midlertidige ansættelser adskiller sig fra arbejdstagere i permanente ansættelser. Analysen er præsenteret i Tabel 1, som viser gennemsnit og standardafvigelse i forhold til arbejdstagernes alder, uddannelsesniveau, familieforhold og indkomst.

Som det fremgår af Tabel 1 består gruppen af arbejdstagere i ufrivillig midlertidig ansættelser af 5.365 kvinder og 3.827 mænd. Dermed udgør andelen af arbejdstagere i ufrivillig midlertidig ansættelse godt 7 pct. af kvinderne på arbejdsmarkedet, mens andelen for mændene udgør lidt under 5 pct. Blandt de kvindelige arbejdstagere i ufrivillige midlertidige ansættelser anvender 14 pct. af dem receptpligtig medicin for angst og stress. Andelen med den receptpligtig medicin er på 17 pct. i sammenligningsgruppen af kvindelige arbejdstagere, som har en permanent fuldtidsansættelse. For mænd er de tilsvarende tal lavere med hhv. 12 pct. for ufrivillig midlertidig ansættelse og 13 pct. for permanent ansættelse. For både kvinder og mænd Note. Data baseret på personer med fuldtidsbeskæftigelse i mindst én af runderne af AKU fra 2006-2018. Gruppen ufrivillig midlertidig ansættelse inkluderer alle respondenter, som på mindst ét tidspunkt i perioden havde denne ansættelsesform. Permanent ansættelse inkluderer alle respondenter, som i mindst én runde tilkendegav, at de havde en permanent ansættelse og ikke i nogle af runderne har svaret, at de havde en midlertidig ansættelse. Indkomstvariablen er målt ved årlig personlig indkomst og justeret til 2018-priser i DKK. Der er anvendt surveyvægte.

Tabel 1. Deskriptiv statistik for 20-64-årige kvinder og mænd i ufrivillige midlertidige ansættelser og i permanente ansættelser. Gennemsnit og standardafvigelse i parentes

|                                                                | Kvinder                | Kvinder       | Mænd                   | Mænd          |
|----------------------------------------------------------------|------------------------|---------------|------------------------|---------------|
|                                                                | Ufrivillig midlertidig | Permanent     | Ufrivillig midlertidig | Permanent     |
| Gennemsnitligt medi- cinforbrug for psykiske helbredsproblemer | 0,142 (0,355)          | 0,165 (0,371) | 0,118 (0,333)          | 0,128 (0,333) |
| Uddannelsesniveau                                              |                        |               |                        |               |
| Lavt                                                           | 0,146 (0,359)          | 0,152 (0,358) | 0,214 (0,423)          | 0,198 (0,398) |
| Middel                                                         | 0,391 (0,495)          | 0,471 (0,499) | 0,464 (0,516)          | 0,552 (0,497) |
| Højt                                                           | 0,464 (0,506)          | 0,377 (0,484) | 0,323 (0,484)          | 0,251 (0,433) |
| Funktionær (white collar)                                      | 0,526 (0,507)          | 0,540 (0,498) | 0,440 (0,512)          | 0,475 (0,499) |
| Gift                                                           | 0,387 (0,494)          | 0,549 (0,497) | 0,327 (0,484)          | 0,531 (0,498) |
| Børn op til 6 år                                               | 0,018 (0,134)          | 0,020 (0,140) | 0,006 (0,080)          | 0,020 (0,140) |
| Børn op til 18 år                                              | 0,216 (0,418)          | 0,290 (0,453) | 0,144 (0,362)          | 0,250 (0,432) |
| Indkomst i 1.000DKK                                            | 317 (138)              | 387 (159)     | 333 (242)              | 460 (373)     |
| Alder                                                          | 36,8 (11,4)            | 42,1 (11,0)   | 37,9 (12,5)            | 41,9 (11,4)   |
| År                                                             | 2012,0 (3,7)           | 2011,8 (3,9)  | 2012,1 (3,6)           | 2011,7 (3,9)  |
| Antal personer                                                 | 5.365                  | 67.142        | 3.827                  | 80.216        |

er gennemsnitsalderen for de midlertidigt ansatte lavere end arbejdstagere i sammenligningsgruppen (37-38 år sammenlignet med 42 år). Den lavere alder afspejles også i en lavere andel i ægteskab samt en lavere andel med børn. Størrelsen på standardafvigelsen for alder viser dog, at de ufrivillige midlertidige ansættelser er udbredt blandt forskellige aldersgrupper af arbejdsstyrken (og ikke begrænset til fx yngre aldersgrupper). Ældre fuldtidsansatte er hyppigere brugere af receptpligtig medicin end yngre: Andelen af kvinder, der bruger receptpligtig medicin, stiger fra 6 pct. blandt arbejdere i alderen 2024 år til 38 pct. blandt de 60-64-årige, mens de tilsvarende andele for mænd er 3 pct. og 36 pct.

Figur 3 illustrerer arbejdstagernes brug af receptpligtig medicin for psykiske problemer før, under og efter en periode med ufrivillig midlertidig ansættelse. Graferne i figuren angiver niveauet af arbejdstageres forbrug af receptlig medicin for angst og stress, når de har en ufrivillig midlertidig ansættelse i forhold til sammenligningsgruppen af arbejdstagere i fuldtidsstillinger, som ikke er ufrivilligt midlertidigt ansatte. Vi har i modellerne for graferne taget højde for aldersforskelle. Figuren er opdelt i køn, hvor kvinder er vist i panel A, mens mændene fremgår af panel B. For kvinder i ufrivillig midlertidig ansættelse har brugen af receptpligtig medicin i de første fire kvartaler (graf A2) en tendens til at være lavere end deres brug af receptpligtig medicin i det meste af perioden, før de starter i en mid- Procent Procent A1. Før

100 -

50 -

-50 -

-100 -

100 -

50 -

-50 -

-100 - A. Kvinder A2. Under

100 - A3. Efter

100-

Figur 3. Kvartalsvis brug af receptpligtig medicin for angst og stress før, under og efter ufrivillig midlertidig ansættelse. Opdelt for mænd og kvinder. Kvartaler fra den ufrivillige ansættelse er anført ved negative værdier. Y-aksen er opgjort i procent, mens x-aksen angiver kvartal

lertidig beskæftigelse (graf A1). Blandt de kvindelige arbejdstagere med perioder på fem og seks kvartaler med midlertidig beskæftigelse bruger en højere andel receptpligtige medicin, end før de kom ind i en ufrivillig midlertidig ansættelse. Efter den ufrivillige midlertidige ansættelse (graf A3) vender medicinforbruget tilbage til niveauet før ansættelsen. For mænd i ufrivillig midlertidig ansættelse (graf B2) ser medicinforbruget i de fleste af kvartalerne ud til at være højere, end før de blev ansat i en ufrivillig midlertidig stilling (graf B1).

Niveauerne i graferne A1 og B1 i Figur 3 viser, at før arbejdstagerne begynder i en ufrivillig midlertidig ansættelse, anvender de i gennemsnit mere medicin mod angst og stress end arbejdstagere med permanente ansættelser. Endelig skal det bemærkes, at selvom

Tabel 2. Modelresultater for kvinder. Betakoefficienter og standardfejl i parentes

|                                                                  | OLS                  | FE                  |
|------------------------------------------------------------------|----------------------|---------------------|
| Ufrivillig midlertidig beskæftigelse                             | 0,0219 *** (0,0052)  | -                   |
| Et kvartal før ansættelse i ufrivillig midlertidig beskæftigelse | -0,0075 *** (0,0033) | -0,0083 ** (0,0039) |
| Længden af ufrivillig midlertidig beskæftigelse                  |                      |                     |
| 1 kvartal                                                        | -0,0053 ** (0,0044)  | -0,0109 ** (0,0052) |
| 1-2 kvartaler                                                    | -0,0019 (0,0127)     | -0,0041 (0,0075)    |
| 1-4 kvartaler                                                    | -0,0617 *** (0,0244) | -0,0319 * (0,0168)  |
| 1-5 kvartaler                                                    | -0,0038 (0,0281)     | 0,0140 (0,0195)     |
| 1-6 kvartaler                                                    | 0,0632 (0,0708)      | 0,1244 ** (0,0553)  |
| Efter ufrivillig midlertidig beskæftigelse                       | 0,0032 (0,0039)      | -0,0009 (0,0059)    |
| Efter ufrivillig midlertidig beskæftigelse, 1-6 kvartaler        | 0,0460 (0,0824)      | 0,1314 ** (0,0624)  |
| Konstantled                                                      | 0,1312 ***           | 0,1860 ***          |
|                                                                  | (0,0058)             | (0,0166)            |
| Antal respondenter                                               | 75.507               | 5.365               |

Note. Signifikansniveau er angivet ved * et 10-procents-niveau, ** et 5-procents-niveau, *** et 1-procents-niveau.

alle arbejdstagere i ufrivillige midlertidige ansættelser er inkluderet i koefficienten på det første kvartal, indgår der kun arbejdstagere med seks kvartaler af ufrivillig midlertidig ansættelse i beregningen af de sidste eksponeringssindikatorer. Som følge heraf øges konfidensintervallerne. Det fremgår også i figuren, hvor konfidensbåndene for perioden under ufrivillig midlertidig ansættelse (hhv. A2 og B2) bliver stadig større, jo længere periode med ufrivillig midlertidig ansættelse.

## Effektanalyser

Tabel 2 viser resultaterne af vores to regressionsmodeller for de kvindelige arbejdstagere. Den første regressionsmodel i kolonne 1 er baseret på en OLS-estimation, som både med- tager arbejdstagere med permanent ansættelse og arbejdstagere med ufrivillige midlertidige ansættelser. Som det fremgår af tabellen, er OLS-modellens betakoefficienten for ufrivillig midlertidig ansættelse positiv og signifikant forskellig fra nul på et 1-procentsniveau, hvilket tyder på, at kvinder i ufrivillige midlertidige ansættelser hyppigere bruger receptpligtig medicin end de kvinder, som har en fast ansættelse. Derudover viser OLS-modellen, at det første kvartal af ufrivillige midlertidige ansættelser er forbundet med fald i receptpligtigt medicinforbrug for stress og angst. Det samme gælder for det sidste kvartal, før arbejdstagerne påbegynder den ufrivillige midlertidige ansættelse. Fire kvartaler med ufrivillig midlertidig ansættelse synes følge OLS-modellen også at være forbundet med en forbedring i arbejdstagernes psykiske helbred. Endelig ser det ud til, at en ufrivillig midlertidig ansættelse ikke har vedvarende effekter for arbejdstagernes brug af receptpligtig medicin for psykiske problemer (eftersom koefficienten på indikatoren for medicinforbrug her ikke er signifikant forskellig fra nul).

Model 2 i kolonne 2 inkluderer kun kvinder i ufrivillige midlertidige ansættelser og bruger en anden estimationsmetode end OLS fra Model 1 baseret på fixed effects (FE). I modsætning til Model 1 (i kolonne 1) sammenligner vi ikke længere effekterne med arbejdstagere i faste ansættelser. I stedet sammenligner vi det psykiske helbred blandt kvinderne i ufrivillig midlertidig ansættelse i forhold til før og efter den ufrivillige midlertidige ansættelse. Hertil skal det bemærkes, at FE-koefficienter alene afspejler arbejdstagernes ændringer i det psykiske helbred inden for observationsvinduet, hvilket betyder, at der kan være mørketal til grund for estimationen. Sammenlignet med brugen af receptpligtig medicin før arbejdstagerne træder ind i ufrivillige midlertidige ansættelser, viser modellen en forbedring i kvindernes helbred i løbet af det første kvartal af den ufrivillige midlertidige beskæftigelse og i det første kvartal før den ufrivillige midlertidige ansættelse. Faldet i medicinforbrug blandt kvinder i det kvartal er moderat på 1,1 procentpoint eftersom estimatet i kolonne 2 er på -0,011 (p = 0,036, 95-procents konfidensinterval: -0,021 til -0,001). Model 2 i kolonne 2 viser også tegn på et moderat fald i medicinforbruget for kvinder, der har en ufrivillig midlertidig ansættelse i fire kvartaler. Dog er længere perioder af ufrivillige midlertidige ansættelser ifølge FE-modellen skadeligt for det psykiske helbred, da kvinder med seks kvartaler af ufrivillig midlertidig ansættelse har et signifikant højere medicinforbrug.

Efter en periode med ufrivillig midlertidig ansættelse vender medicinforbruget tilbage til det tidligere niveau, som arbejdstagerne havde to til otte kvartaler, før de observeres træde ind i ufrivillige midlertidige ansættelser. Undtagelsen er kvinder med seks kvartaler af ufrivillig midlertidig ansættelse, hvor en separat indikator indikerer øget medicinforbrug. Kvinder, der har seks kvartaler i en ufrivillig midlertidig ansættelse, ser ud til at have forringet psykisk helbred både under og efter ansættelsen. Eftersom effekterne har samme størrelse under og efter seks kvartaler af ufrivillig midlertidig ansættelse, estimerer vi en model, der vurderer den samlede størrelse ved at indføre en fælles indikator for både eksponering og eftereksponering. Den fælles indikator har en koefficient på 0,128 (p = 0,025, 95-procents-konfidensinterval på 0,016 til 0,240), hvilket betyder en stigning i medicinforbrug under og efter seks kvartaler af ufrivillig midlertidig ansættelse på 12,8 procentpoint, hvilket vi tolker til at være en markant stigning. Som vi så i Tabel 1, er det gennemsnitlige medicinforbrug blandt kvinder, to kvartaler før de indtræder i en ufrivillig midlertidig ansættelse, i gennemsnit på 14,2 pct. En stigning på 12,8 procentpoint er dermed næsten en fordobling af denne andel, mens en nedgang på 1,1 procentpoint (kun for ét kvartal af midlertidig beskæftigelse) svarer til mindre end en 10 pct. reduktion i andelen.

OLS-estimaterne i den første model tager ikke hensyn til uobserverede forskelle mellem arbejdstagere. For eksempel kan arbejdstagere, der går ind i ufrivillig fuldtidsmidlertidig beskæftigelse, have visse personlighedstræk, der interagerer med både resultatvariablen (receptpligtig medicin til mental sundhed) og eksponeringsvariablen (ufrivillig midlertidig ansættelse). Ved at anvende fixed effects-estimering gør Model 2 det muligt at tage tidsinvariante uobserverede forskelle mellem arbejdstagere (såsom personlighedstræk) i betragtning. Estimaterne i Model 1 af effekten af ufrivillig midlertidig ansættelse på mental sundhed vil derfor være skævvredet nedad, hvis arbejdstagere, som er tilbøjelige til at bruge receptpligtig medicin, også har en

Tabel 3. Psykisk helbred for arbejdstagere i ufrivillig midlertidig ansættelse sammenlignet med en kontrolgruppe af arbejdstagere, som på et senere tidspunkt får en ufrivillig midlertidig ansættelse kontrolleret for alder, uddannelse, indkomst og familieforhold. Betakoefficienter og standardfejl i parentes

|                                                           | Kvinder           | Mænd             |
|-----------------------------------------------------------|-------------------|------------------|
| Ufrivillig midlertidig ansættelse                         | 0,0037 (0,0056)   | 0,0010 (0,0051)  |
| Et kvartal før ufrivillig midlertidig ansættelse          | -0,0138 (0,0086)  | 0,0050 (0,0094)  |
| Længden af ufrivillig midlertidig beskæftigelse           |                   |                  |
| 1 kvartal                                                 | -0,0115* (0,0069) | 0,0035 (0,0063)  |
| 1-2 kvartaler                                             | -0,0037 (0,0130)  | -0,0129 (0,0122) |
| 1-4 kvartaler                                             | -0,0342           | -0,0157          |
| 1-5 kvartaler                                             | -0,0040           | 0,0257           |
| 1-6 kvartaler                                             | 0,1360*           | -0,0072          |
| Efter ufrivillig midlertidig beskæftigelse                | (0,0711) -0,0062  | (0,0118) 0,0040  |
| Efter ufrivillig midlertidig beskæftigelse, 1-6 kvartaler | 0,0926**          | -0,0408          |
|                                                           | (0,0441)          | (0,1118)         |
|                                                           | 0,1648***         | 0,1163***        |
| Konstantled                                               |                   | (0,0132)         |
|                                                           | (0,0142)          |                  |
| Antal respondenter                                        | 5.345             | 3.805            |

Note. Signifikansniveau er angivet ved * et 10-procents-niveau, ** et 5-procents-niveau, *** et 1-procents-niveau.

tendens til at undgå ufrivillige midlertidige ansættelser. En sådan bias kan være årsagen til, at koefficienterne på ufrivillig midlertidig ansættelse i Model 2, kolonne 2, er større end dem i Model 1, kolonne 1, for varigheder ud over 3 måneder.

For mænd finder vi ingen statistisk signifikante effekter af ufrivillig midlertidig ansættelse på arbejdstagernes forbrug af receptpligtig medicin til mentale sundhedsproblemer. Som vist i en tidligere publikation (se Model 2 for mænd i Albæk &amp; Andrade, 2023) er de fleste koefficienter for både OLS-modellen og fixed effects-modellen for indikatorerne for ufrivillig midlertidig ansættelse markant mindre end dem, vi finder for kvinderne. Lige- som det var tilfældet for kvinderne, viser vores analyser, at mænd med ufrivillige midlertidige ansættelser i gennemsnit har et højere forbrug af receptpligtig medicin end mænd med permanente ansættelseskontrakter.

## Robusthedsanalyse

Vores hovedresultater stammer fra fixed effects-modellerne. Grundlaget for disse modeller er en sammenligning af arbejdstageres forbrug af receptpligtig medicin for psykiske problemer under og efter en periode med ufrivillige midlertidige ansættelser i forhold til arbejdstageres psykiske problemer, før de fik en ufrivillig midlertidig ansættelse. I disse analyser adskiller vi imildertid ikke, om arbejdstagerne var arbejdsløse, eller kom fra andre former for beskæftigelse, før de trådte ind i ufrivillig fuldtidsmidlertidig beskæftigelse. Den mentale sundhed for arbejdstagere i ufrivillig midlertidig ansættelse kan endvidere have ændret sig i løbet af estimationsperioden på grund af observerede eller uobserverede karakteristika ved arbejdstagerne, selv hvis de ikke fik en midlertidig beskæftigelse.

Som et supplement til vores fixed effects-modeller undersøger vi derfor i dette afsnit udviklingen af midlertidige arbejdstageres mentale sundhed i forhold til en kontrolgruppe ud fra en statistisk procedure kaldet 'difference-in-difference matching' (Heckman et al., 1997). Denne procedure udmærker sig ved at kunne tage højde for en bestemt type af bias i fixed effects estimationer, der opstår, hvis brugen af receptpligtig medicin blandt de ufrivilligt midlertidige arbejdstagere ændrer sig over tid på grund af uobserverede årsager. For at kontrollere for dette forhold anvender vi data om arbejdstagere, der får en ufrivillig midlertidig ansættelse på et senere tidspunkt, som kontrolgrupper (se Deshpande &amp; Li, 2019; Fadlon &amp; Nielsen, 2021, for flere tekniske detaljer om denne procedure). Resultaterne fra matchende modeller, der inkluderer kontrolgrupper, fremgår af Tabel 3. Resultaterne fra disse matchende modeller afviger kun marginalt fra resultaterne af modellerne uden kontrolgrupper, som vi præsenterede i Tabel 2.

## KONKLUSION

I denne undersøgelse viser vi, at længerevarende perioder af ufrivillig midlertidig ansættelse (mindst seks kvartaler) i Danmark har negative psykiske konsekvenser for kvindelige arbejdstagere, men ikke for mandlige. Kønsforskellene gør sig også gældende for kortere perioder med ufrivillig midlertidig ansættelse, hvor vores analyser viser, at ufrivillig midlertidig ansættelse har mindre positive mentale sundhedsmæssige konsekvenser for kvinderne, men ikke for mændene. Resultaterne er gjort på baggrund af data for perioden 2006-2018, hvor vi har kombineret data om ansættelsesforhold fra den repræsentative spørgeskemabaserede Arbejdskraftundersøgelse med registerdata fra Sundhedsdatastyrelsen om receptpligtig medicin for angst og stress.

At de negative effekter især rammer kvinder, er centralt i en dansk kontekst, hvor flere kvinder end mænd har ufrivillige midlertidige ansættelser. Såvel forskere som NGO'er og politikere bør derfor have øget fokus på udviklingen for kvinderne på det danske arbejdsmarked. Tidligere studier har vist, at det især er arbejdstagere i lavlønsjobs, som fastholdes i midlertidige ansættelser (Rasmussen et al., 2019). Ved at fokusere på gennemsnitseffekter på tværs af lønniveau viser vores studier, at de negative effekter ved ufrivillige midlertidige ansættelser rammer bredt og ikke kun dem i bunden af arbejdsmarkedet.

Vores undersøgelse bidrager ydermere med viden på tre centrale områder. For det første er undersøgelsen, så vidt vi ved, den første til at analysere konsekvenserne for arbejdstagernes psykiske helbred ved ufrivilligt at have en midlertidig ansættelse. Dog er vi ikke de første til at understrege vigtigheden af separate analyser af arbejdstagere i midlertidige ansættelser. Eksempelvis konkluderer Bardasi og Francesconi (2004), at arbejdstagere i Storbritannien med sæson- eller tidsbegrænsede ansættelser ikke har langvarige skadelige mentale helbredseffekter - hverken for kvindelige eller mandlige arbejdstagere. De bemærker dog, at de på grund af datamæssige begrænsninger ikke har mulighed for at skelne mellem ufrivillige og frivillige midlertidige ansættelser, og at helbredseffekterne muligvis endda kan være positive. Ved hjælp af vores kombination af spørgeskema- og registerdata kan vores undersøgelse supplere Bardasi og Francesconis konklusion ved at vise, at kortva- rige midlertidige ansættelser kan have positive effekter for arbejdstagernes mentale sundhed, men at langvarig (ufrivillige) midlertidig beskæftigelse kan have negative konsekvenser for de kvindelige arbejdstagere.

For det andet er undersøgelsen også den første til at analysere de sundhedsmæssige konsekvenser af forskellige perioder med ufrivillig midlertidig ansættelse på arbejdstagernes psykiske helbred. Pirani og Salvini (2015) har for det italienske arbejdsmarked vist, at længere perioder med midlertidig beskæftigelse har negative konsekvenser for den generelle sundhed blandt kvinder, men ikke for mænd. Vores undersøgelse bidrager til denne forskning ved at vise, at langsigtede virkninger også gælder for sammenhængen mellem ufrivillig midlertidig ansættelse og psykisk helbred.

For det tredje afrapporterer vi i undersøgelsen kønsspecifikke resultater, hvilket ikke er tilfældet for størstedelen af den tidligere litteratur om emnet. I et litteraturstudie af atypisk beskæftigelse (inklusiv midlertidig beskæftigelse) og sundhed (inklusiv mental sundhed) finder forskerne Gray et al. (2021) kun 12 studier offentliggjort siden 2009, der rapporterede kønsspecifikke forskningsresultater.

Undersøgelsens empiriske fund skal ses i lyset af en række forhold, som sætter visse begrænsninger for vores konklusioner. Eftersom der således er tale om et observationelt studie og ikke et randomiseret forsøg, betyder det, at uanset grundige metoder (fx ud fra confounderkontrol, matching mm.) så har studiet begrænsede muligheder for at håndtere uobserverede forskelle mellem de eksponerede og ueksponerede grupper i analysen. Envidere er undersøgelsen begeænset ved, at beskæftigelsesstatus er selvrapporteret og ikke observeret uden for undersøgelseskvartalerne. Information om ufrivillig beskæftigelse er dog vanskelig at opnå uden at spørge arbejdstagerne. Vores brug af selvrapporteret information har mindst to implikationer for fortolkningen af resultaterne.

For det første viser vores resultater, at kvinder, som i seks kvartaler har en ufrivillig midlertidig ansættelse, har øget risiko for behov for receptpligtig medicin mod angst og stress. Denne konklusion er baseret på information fra Arbejdskraftsundersøgelsen, der indeholder to kvartaler, hvor respondenten har svaret, at de har en ufrivillig midlertidig ansættelse, derefter to kvartaler uden data og derefter to kvartaler, hvor respondenten igen tilkendegiver, at de har en ufrivillig midlertidig ansættelse. Da det kan tænkes, at respondenterne muligvis har været i en permanent ansættelse i den mellemliggende periode på de to kvartaler, hvor Arbejdskraftsundersøgelsen ikke indsamler data om respondentgruppen, kan det tænkes, at vores mål for ufrivillig ansættelse indeholder målefejl, der må formodes at mindske koefficientstørrelsen. Derfor betragter vi vores mål for de sundhedsmæssige konsekvenser af længere perioder med ufrivillig midlertidig ansættelse som konservative estimater.

For det andet indeholder vores data ikke information om ansættelsesforhold før den første undersøgelse, og det er derfor sandsynligt, at nogle arbejdstagere har haft midlertidig beskæftigelse før det første observerede kvartal. Hvis kortvarig ufrivillig midlertidig ansættelse forbedrer nogle arbejdstageres psykiske helbred (som vores undersøgelse viser), kan denne forbedring finde sted før den første observation af ufrivillig midlertidig ansættelse. Hvis det er tilfældet, vil vores koefficient på indikatoren for perioden før den første observation af ufrivillig midlertidig beskæftigelse have en tendens til at være negativ, hvilket faktisk er tilfældet (se Tabel 2). En anden potentiel årsag til denne negative koefficient er selvselektion, hvilket sker, når fx nogle kvinder (på grund af forskellige livsomstændigheder, såsom regler for modtagelse af sociale ydelser) søger efter et job og får en ufrivillig midlertidig ansættelse, når de oplever forbedret mental sundhed.

## REFERENCER

- Albæk, K., &amp; Andrade, S. B. (2023). Involuntary temporary work and mental health medications: A longitudinal study in Denmark. PLOS Global Public Health, 3 (11), e0002634.
- Albæk, K., &amp; Sørensen, B. E. (1998). Worker Flows and Job Flows in Danish Manufacturing, 198091. The Economic Journal , 108(451), 1750-1771.
- Albæk, K., Van Audenrode, M., &amp; Browning, M. (2002). Employment Protection and the Consequences for Displaced Workers: A Comparison of Belgium and Denmark. In: Kuhn, P.J. (Ed.), Losing Work, Moving on International Perspectives on Worker Displacement, (471-511). Kalamazoo: W.E. Upjohn Institute.
- Andrade, S. B. (2015). Precarity and public risk management: Trends in Denmark across four decades. In: Larsen, J.E., &amp; Bengtsson, T.T. (Eds.), The Danish Welfare State A Sociological Investigation , (73-87). London: Palgrave Macmillan.
- Barbieri, P. (2009). Flexible employment and inequality in Europe. European Sociological Review , 25(6), 621-628.
- Bardasi, E., &amp; Francesconi, M. (2004). The impact of atypical employment on individual wellbeing: Evidence from a panel of British workers. Social Science &amp; Medicine , 58(9), 1671-1688.
- Benach, J., Vives, A., Amable, M., Vanroelen, C., Tarafa, G., &amp; Muntaner, C. (2014). Precarious employment: Understanding an emerging social determinant of health. Annual Review of Public Health , 35, 229-253.
- Bender, K. A., &amp; Theodossiou, I. (2018). The unintended consequences of flexicurity: The health consequences of flexible employment. Review of Income and Wealth , 64(4), 777-799.
- Dawson, C., Veliziotis, M., Pacheco, G., &amp; Webber, D.J. (2015). Is temporary employment a cause or consequence of poor mental health? A panel data analysis. Social Science &amp; Medicine , 134, 50-58.
- Deshpande, M., &amp; Li, Y. (2019). Who is screened out? Application costs and the targeting of disa-
- bility programs. American Economic Journal: Economic Policy , 11(4), 213-248.

Esping-Andersen, G. (1990). The Three Worlds of Welfare Capitalism . Princeton, NJ: Princeton University Press.

- European Commission (2007). Towards Common Principles of Flexicurity: More and better jobs through flexibility and security . Brussels: Commission of the European Communities.
- Fadlon, I., &amp; Nielsen, T. H. (2021). Family labor supply responses to severe health shocks: Evidence from Danish administrative records. American Economic Journal: Applied Economics , 13(3), 1-30.
- Fasang, A. E., Andrade, S. B., Bedük, S., Buyukkececi, Z., &amp; Karhula, A. (2024). Lives in Welfare States: Life Courses, Earnings Accumulation, and Relative Living Standards in Five European Countries. American Journal of Sociology . 130(2), 384-438.
- Giesecke, J., &amp; Groß, M. (2003). Temporary employment: chance or risk? European Sociological Review, 19 (2), 161-177.
- Gray, B. J., Grey, C. N. B., Hookway, A., Homolova, L., &amp; Davies, A. R. (2021). Differences in the impact of precarious employment on health across population subgroups: A scoping review. Perspectives in Public Health , 141(1), 37-49.
- Heckman, J. J., Ichimura, H., &amp; Todd, P. E. (1997). Matching as an econometric evaluation estimator: Evidence from evaluating a job training programme. The Review Economic Studies , 64(4), 605-654.
- Huenefeld, L., &amp; Koeper, B. (2016). Fixed-term employment and job insecurity (JI) as risk factors for mental mealth. A Review of International Study Results. E-Journal of International and Comparative Labour Studies 5(3), 94-113.
- Ilsøe, A., Larsen, T. P., Bach, E. S., &amp; Rasmussen, S. (2021). Non-standard work in the Nordics: troubled waters under the still surface . Nordic Council of Ministers.
- Kalleberg, A. L. (2000). Nonstandard employment relations: Part-time, temporary and contract work. Annual Review of Sociology , 26(1), 341-365.
- Kalleberg, A. L. (2009). Precarious work, insecure workers: Employment relations in transition. Presidential Address to the American Sociolo-

- gical Association. American Sociological Review , 74(1), 1-22.
- Kalleberg, A. L. (2011). Good jobs, bad jobs: The rise of polarized and precarious employment systems in the United States, 1970s-2000s. New York: Russell Sage Foundation, American Sociological Rose Series in Sociology.
- Kalleberg, A. L. (2018). Precarious lives: Job insecurity and well-being in rich democracies . John Wiley &amp; Sons.
- Katz, L. F., &amp; Krueger, A. B. (2017). The role of unemployment in the rise in alternative work arrangements. American Economic Review , 107(5), 388-392.
- Kim, I. H., Muntaner, C., Shahidi, F. V., Vives, A., Vanroelen, C., &amp; Benach, J. (2012). Welfare states, flexible employment, and health: A critical review. Health Policy , 104(2), 99-127.
- Kreshpaj, B., Orellana, C., Burström, B., Davis, L., Hemmingsson, T., Johansson, G., ... &amp; Bodin, T. (2020). What is precarious employment? A systematic review of definitions and operationalizations from quantitative and qualitative studies. Scandinavian journal of work, environment &amp; health, 46 (3), 235-247.
- Moscone, F., Tosetti, E., &amp; Vittadini, G. (2016). The impact of precarious employment on mental health: The case of Italy. Social Science &amp; Medicine , 158, 86-95.
- Nielsen, M. W., Hansen, E. H., &amp; Rasmussen, N. K. (2003). Prescription and non-prescription medicine use in Denmark: association with socio-economic position. European Journal of Clinical Pharmacology, 59 , 677-684.
- Pirani,  E.,  &amp;  Salvini,  S.  (2015).  Is  temporary employment damaging to health? A longitudinal study on Italian workers. Social Science &amp; Medicine , 124, 121-131.
- Quesnel-Vallée, A., DeHaney, S., Ciampi, A. (2010). Temporary work and depressive symptoms: A propensity score analysis. Social Science &amp; Medicine , 70(12), 1982-1987.
- Rasmussen, S., Nätti, J., Larsen, T. P., Ilsøe, A., &amp; Garde, A. H. (2019). Nonstandard Employment in the Nordics - Toward Precarious Work?. Nordic Journal of Working Life Studies, 9 (S6)
- Rocco, L., Crema, A., Simonato, L., &amp; Cestari, L. (2018). The effect of job loss on pharmaceutical prescriptions. Social Science &amp; Medicine , 217, 73-83.
- Standing, G. (2011). The precariat: The new dangerous class (p. 208). Bloomsbury academic.
- Uchitelle, L. (2007). The disposable American: Layoffs and their consequences . New York: Vintage Books.
- Virtanen, M., Kivimäki, M., Joensuu, M., Virtanen, P., Elovainio, M., &amp; Vahtera, J. (2005). Temporary employment and health: A review. International Journal of Epidemiology , 34(3), 610-22.
- Voßemer, J., Gebel, M., Täht, K., Unt, M., Högberg, B., &amp; Strandh, M. (2018). The effects of unemployment and insecure jobs on wellBeing and health: The moderating role of labor market policies. Social Indicators Research , 138(3), 1229-1257.
- OECD (2024). Temporary employment (indicator). Retrieved from [D. 3.1.2024]: https://dx.doi.org/10.1787/75589b8a-en
- Weil, D. (2014). The Fissured Workplace: Why Work Became So Bad for So Many and What Can Be Done to Improve It . Cambridge, MA: Harvard University Press.

Karsten Albæk , seniorforsker, ph.d., VIVE, kal@vive.dk

Stefan Bastholm Andrade , seniorforsker, ph.d., VIVE, sba@vive.dk