Arbetslivsinriktad rehabilitering för sjukskrivna arbetslösa funkar det?

Transkript

1 NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala Unverstet Uppsats fortsättnngskurs C Författare: Johan Bjerkesjö och Martn Nlsson Handledare: Patrk Hesselus Termn och år: HT 2005 Arbetslvsnrktad rehablterng för sjukskrvna arbetslösa funkar det?

2 Sammanfattnng En av de mest debatterade poltska frågorna de senaste åren har vart den påstått kraftga öknngen av antalet sjukskrvnngar. Parallellt med sjukskrvnngarna har även antalet förtdspensonärer ökat. En grupp som nte uppmärksammas lka ofta av varken poltkerna eller mederna är de männskor som både är sjukskrvna och arbetslösa, och det är den gruppen som vår uppsats kommer att kretsa krng. Syftet med denna uppsats är att utvärdera försäkrngskassans och arbetsförmedlngens samverkan krng den gemensamma kundgruppen sjukskrvna arbetslösa. Denna samverkan har bedrvts Uppsala län sedan september Närmare bestämt avser v att besvara frågan om det går att påvsa en behandlngseffekt av den arbetslvsnrktade rehablterng som ges nom ramen för samverkan? Den metod som v använder oss av uppsatsen för att testa samverkansprojektet är Kaplan-Meers product-lmt estmator. Materal tll undersöknng kommer från den uppföljnngsfl, vlken försäkrngskassans samverkanshandläggare regelbundet för n uppgfter om alla samverkansärenden. V kan med våran undersöknng nte fnna något stöd för att behandlngen har någon effekt för dem som deltar samverkansprojektet. Begränsnngar materalet gör dock att v nte vll dra några mer långtgående slutsatser angående effekten. Istället förespråkar v att det görs ytterlgare undersöknngar av samverkan krng arbetslösa sjukskrvna. Nyckelord: Överlevnadsanalys, kaplan-meer, sjukskrvna arbetslösa, arbetslvsnrktad rehablterng, utvärderng, Försäkrngskassan 1

3 Innehållsförtecknng Sammanfattnng... 1 Innehållsförtecknng Inlednng Syfte Bakgrund Arbetslvsnrktad rehablterng Plotprojektet Faros Lokal samverkan Uppsala län Materal Metod Överlevnadsanalys Censurerng Trunkerng Att beräkna överlevnadskurvor med censurerade data: Kaplan Meer metoden Att jämföra överlevnadskurvor Hypotestest Undersöknng Resultat Varför? Urvalsproblem? Brster vår undersöknng? Ingen effekt av rehablterng? Sammanfattande dskusson Slutsatser Referenslsta Appendx

4 1. Inlednng Under de senaste åren har den påstått kraftga öknngen av antalet sjukskrvnngar stått högt på den medala och poltska dagordnngen. Det sägs att svenska folkets nställnng tll sjukskrvnng har förändrats och att en svensk s.k. sjukskrvnngskultur, med vlket menas att det numera skulle vara socalt acceptabelt att vara sjukskrven utan att ha nedsatt arbetsförmåga, har brett ut sg. 1 Sjukskrvnngarna började öka kraftgt mot slutet av 90-talet, men det tycks nu som om denna utvecklng har vänt vlket är lnje med regerngens mål om att halvera sjukskrvnngarna fram tll Öknngen av antalet förtdspensonärer, som tog fart början av det nya årtusendet, vsar dock nga tecken på att avta. År 2003 hade v för första gången mer än männskor förtdspenson och förtdspensonerngarna kryper dessutom allt längre ner åldrarna. V har dagens Sverge en stor del av den arbetsföra befolknngen som står utanför arbetsmarknaden och försörjs genom sjukförsäkrngssystemen (Bjurvald mfl 2004, s. 11). Det är nog också framför allt kostnadsöknngen under slutet av 90- talet som har väckt det poltska ntresset. Debatten har mångt och mycket handlat om sjukskrvna och förtdspensonerade 3. En grupp som nte uppmärksammas lka ofta av mederna är de männskor som både är sjukskrvna och arbetslösa, det är den gruppen som vår undersöknng kommer att kretsa krng. 2. Syfte Syftet med denna uppsats är att utvärdera Försäkrngskassans och Arbetsförmedlngens samverkan krng den gemensamma kundgruppen sjukskrvna arbetslösa, som har bedrvts Uppsala län sedan september Detta kan uttryckas tydlgare genom en uppdelnng två steg. Det första steget avser att svara på frågan om det går att påvsa en behandlngseffekt av den arbetslvsnrktade rehablterng som ges nom ramen för samverkan? Fnner v en sådan behandlngseffekt är vår ambton att som ett andra steg analysera denna utfrån en enkel kostnads-ntäktsanalys. Det första steget 1 Mer om detta ämne står att fnna Att leva på kassan. Allmän försäkrng och lokal kultur av Frykman och Hansen 2 Det fnns många defntoner och begrepp att hålla reda på när man pratar om ohälsa. Sjukskrvnng nnefattar ndvder som uppbär sjukpennng, oavsett om ndvden har ett arbete eller ej. Statstk över arbetet med att halvera sjukskrvnngarna fnns tllgänglg på Försäkrngskassans hemsda. 3 Sjukersättnng/aktvtetsersättnng ersätter sedan 2003 förtdspenson och sjukbdrag. Aktvtetsersättnng lämnas tll försäkrade åldrarna år medan sjukersättnng lämnas tll försäkrade åldrana år. Ersättnngen kan lksom tdgare bevljas tll den som varaktgt eller långvargt (mnst ett år) fått sn arbetsförmåga helt eller delvs nedsatt på grund av sjukdom eller annan nedsättnng av den fysska eller psykska arbetsförmågan. 3

5 kan sägas röra sg på en mkroekonomsk nvå, d.v.s. hur påverkas den ensklda ndvdens sjukskrvnngsstuaton av att delta samverkan för sjukskrvna arbetslösa. Det andra steget handlar om att v vll försöka kvantfera storleken på en eventuell behandlngseffekt. V vll här tydlggöra skllnaden på uppföljnng och utvärderng. Uppföljnng nnebär att ett förlopp dokumenteras och att utfallet, vad som faktskt hände, beskrvs. En utvärderng försöker säga något om effekterna som ett vsst projekt har haft. Utvärderngen svarar alltså, det här specfka fallet, på frågan hur sannolkheten för deltagarna att förändra sn sjukskrvnngsstuaton påverkas av deltagande projektet (Hemström mfl 2002, s. 3f). V använder begreppet utvärderng, men har valt att göra vssa avgränsnngar. Dels kommer v nte att ttta på åtgärderna sg, d.v.s. v kommer nte närmare ttta på själva åtgärderna var den arbetslvsnrktade rehablterngen består, utan v är första hand ntresserade av om det fnns en behandlngseffekt och så fall hur stor denna är. Dels kommer v nte att beröra frågan om vlka effekter samverkan mellan två myndgheter kan tänkas ha för postva/negatva effekter. Varför ska man då försöka genomföra en stude som vår? En vktg anlednng är att det handlar om skattefnanserad verksamhet. Ur ett rent samhällsekonomskt perspektv är det alltså vktgt att följa upp sådan verksamhet och bedöma resultatet. Genom att utvärdera ett projekt ökar sannolkheten för att detta kan utformas på ett sätt som gynnar både samhällsekonomn och de ndvder som är föremål för åtgärderna. 3. Bakgrund Antalet sjukskrvna arbetslösa nklusve personer som nte kan återgå tll stt tdgare arbete uppskattas tll drygt personer (Statens kvaltets- och kompetensråd 2004, s.13). Denna grupp är överrepresenterad förhållande tll den totala andelen arbetslösa landet (tll exempel så är andelen långtdssjukskrvna som är arbetslösa 14 procent (RFV 2004:7, s.11)) och deras problembld är ofta mer komplcerad än för en anställd sjukskrven eftersom de sjukskrvna arbetslösa större utsträcknng består av personer med flera svaga egenskaper. 4 Dessutom rskerar de ofta att hamna mellan två stolar - Försäkrngskassan gör bedömnngen 4 Studer har dentferat huvudsak tre förhållanden som mnskar sannolkheten för frskskrvnng för sjukskrvna. Dessa är; arbetslöshet, att vara ensamstående, att ha en mssbruks- eller psyksk dagnos. En stude från RFV (RFV redovsar 2002:1) vsade att det är vanlgare med psykska besvär som sjukskrvnngsdagnos hos sjukskrvna arbetslösa än för sjukskrvna med anställnng. Dessutom är olka former av mssbruk vanlgare för denna grupp. 4

6 att den arbetslöse har en faktsk arbetsförmåga medan Arbetsförmedlngen bedömer att han/hon är för sjuk för att kunna konkurrera på arbetsmarknaden. Ett annat problem är att det nte fnns någon arbetsgvare/arbetsplats att rehabltera tllbaka tll. Sammantaget gör detta att sjukskrvna arbetslösa är en mer komplcerad grupp att jobba mot. 3.1 Arbetslvsnrktad rehablterng 5 Regerngen har som målsättnng att sjukfrånvaron ska ha halverats fram tll 2008, förhållande tll Under hela det förra decennet har utrednngar jobbat med frågan om hur man ska komma tll rätta med den negatva sjukfallsutvecklngen. Nyckelordet har vart rehablterng. Med arbetslvsnrktad rehablterng avses de åtgärder som syftar tll att en person åter kommer arbete efter att av någon anlednng ha vart arbetsoförmögen (Günzel 2003, s. 90). Dessa åtgärder kan tll exempel handla om utbldnng, eller att htta nya arbetsuppgfter för ndvden behov av rehablterng. Rehablterngen kan, om den är lyckosam, ha ett stort värde för den ensklde som kan återgå tll arbetslvet stället för en tllvaro som förtdspensonär. Men den kan också ha ett stort värde för samhället. Ur ett rent ekonomskt perspektv är det vansnne att hundratusentals männskor uppbär sjuklön, sjukersättnng och sjukpennng (Günzel 2003, s. 90f). I lagstftnngen framhålls framförallt arbetsgvarens och Försäkrngskassans roll en lyckad rehablterng. Det är arbetsgvarens skyldghet att göra en rehablterngsutrednng när en anställd har vart sjukskrven mer än fyra veckor. Den ska sedan nom åtta veckor skckas tll Försäkrngskassan som sn tur upprättar en rehablterngsplan. Dessutom ska Försäkrngskassan kalla den sjukskrvne tll ett avstämnngsmöte där det görs en bedömnng av medcnskt tllstånd, arbetsförmåga och eventuellt behov av rehablterng. Det fnns en rollfördelnng här där arbetsgvaren har huvudansvar för den arbetslvsnrktade rehablterngen, medan Försäkrngskassan är ansvarg för samordnng av åtgärderna (Eklund mfl 2005, s. 275f). 3.2 Plotprojektet Faros I budgetpropostonen för 2002 presenterade regerngen ett 11-punktsprogram för att mnska sjukskrvnngarna och öka hälsan arbetslvet. Ett led detta arbete var att regerngen gav 5 V kommer enbart att prata om arbetslvsnrktad rehablterng uppsatsen, men självklart kan också andra former av rehablterng, exempelvs medcnsk sådan, vara aktuell för sjukskrvna. 5

7 Rksförsäkrngsverket (RFV 6 ) och Arbetsmarknadsstyrelsen (AMS) uppdrag att påbörja en förnyelse av den arbetsnrktade rehablterngen. Uppdraget från regerngen omfattade tre deluppdrag: 1. Att utveckla en metod för tdg, fördjupad bedömnng av den enskldes arbetsförmåga och behov av rehablterng. 2. Att utveckla metodken försäkrngskassornas handläggnng av sjukfall och rehablterngsärenden samt förtydlga rehablterarnas roll. 3. Att genomföra en plotverksamhet avseende en samordnad organsaton mellan Försäkrngskassan och Arbetsförmedlngen för arbetslvsnrktad rehablterng (Statskontoret 2002, s. 3). Uppdrag ett och tre har bedrvts form av plotverksamhet nom fem olka geografska områden och de avslutades februar De delar av plotverksamheterna som rör uppdrag tre antog det gemensamma namnet FAROS (Förnyad Arbetslvsnrktad Rehablterng Organsaton och Samverkan). Målgruppen för arbetet nom Faros var just sjukskrvna arbetslösa (RFV 2004:5, s. 14). I en delrapport från Faros-projektet framgck att AMS och RFV borde ges extra resurser för att skapa en särskld organsaton för att bedöma varje ensklt ärende och, om så var påkallat, också erbjuda en sammanhållen rehablterng. Parallellt med det pågående Faros-projektet fck Rksförsäkrngsverket och Arbetsmarknadsstyrelsen under 2003 uppdrag av regerngen att göra en gemensam handlngsplan nom rehablterngsområdet. Avskten med den gemensamma handlngsplanen var att få försäkrngskassorna samt länsarbetsnämnderna att på det lokala planet träffa överenskommelser om samverkan krng den gemensamma kundgruppen sjukskrvna arbetslösa. Målsättnngen var att fler sjukskrvna skulle få arbetslvsnrktad rehablterng. Försäkrngskassorna tlldelades extra medel för detta ändamål och en mall för hur samverkansavtalen skulle se ut skckades ut tll försäkrngskassorna och länsarbetsnämnderna. Det var Faros-projektet som låg tll grund för utformnngen av samverkansavtalen, men tll skllnad från Faros omfattade avtalen hela landet. Dessutom begränsades målgruppen tll sjukskrvna arbetslösa som med relatvt korta nsatser kunde väntas återgå arbete, en begränsnng som nte fanns Faros (RFV 2004:5, s. 11ff). I RFV:s uppföljnng som gjordes under 2004 konstateras bland annat att samverkan krng arbetslösa sjukskrvna stort har vart lyckad vad avser exempelvs antal personer arbete och utbldnng. Det står också klart att 6 Från den 1 januar 2005 fnns en ny myndghet, Försäkrngskassan, som ersätter landets 21 allmänna försäkrngskassor och Rksförsäkrngsverket (RFV). 6

8 samverkan nte hade kommt tll stånd om nte de extra resurserna tllförts, tdgare har rehablterng av sjukskrvna arbetslösa skett tämlgen rnga omfattnng (RFV 2004:5, s. 49). I fokus för vår uppsats står samverkansprojektet Uppsala län som kom gång september år Lokal samverkan Uppsala län Det råder vss osäkerhet om hur stor gruppen sjukskrvna arbetslösa är Uppsala län. I en utvärderng av det lokala samverkansprojektet som gjordes november 2004 gjordes ett försök att beräkna detta och man kom fram tll en ungefärlg sffra på crka 2700 personer. I denna sffra ngår 2443 personer som var regstrerade som sjukskrvna och arbetslösa. Detta är alltså personer med sjukpennng som saknar arbete. Tll dessa 2443 adderar man personer som uppbär sjuk- och aktvtetsersättnng samt personer som är sjukskrvna och arbetslösa men saknar sjukpennnggrundande nkomst (Algotsson mfl 2004, s. 3f). Detta är alltså den ungefärlga storleken på den grupp männskor som kan aktualseras för samverkan mellan Försäkrngskassan och Arbetsförmedlngen. En förutsättnng för att ett ärende ska aktualseras för samverkan är att det rör sg om ett utrednngsärende, dvs ett ärende som nte kommer att "självläka" utan kräver någon form av nsats. Dessutom krävs att någon aktör gör bedömnngen att personen är behov av arbetslvsnrktad rehablterng. Den försäkrade kallas därefter tll en Sassam-kartläggnng 7, om en sådan nte redan är gjord, där förutsättnngar och behov kartläggs. En bedömnng görs om den försäkrade med hjälp av rehablterng kan komma upp 50 procents arbetsförmåga nom 3 månader. Detta eftersom en förutsättnng för samverkan är att personen ska stå relatvt nära arbetsmarknaden. Om utredaren som gjort Sassam bedömer att samverkan är aktuell så skckas den skrftlga bedömnngen tll berednngsgruppen, som består av två handläggare från Försäkrngskassan och två från Arbetsförmedlngen. Berednngsgruppen tttar på ärendet. Om man ser brster Sassam eller av andra skäl bedömer att samverkan nte är aktuell, återremtteras ärendet tll utredaren för kompletterng. Om berednngsgruppen ger grönt ljus kallas den försäkrade tll ett trepartsmöte med Försäkrngskassan och Arbetsförmedlngen. Även här kan det framkomma brster underlaget som gör att man nte bedömer att samverkan är lämplg och 7 SASSAM, Strukturerad Arbetsmetodk för Sjukfallsutrednng och SAMordnad rehablterng, är en metod för bedömnng av arbetsförmåga och rehablterngsbehov hos sjukskrvna utfrån den ensklde ndvdens behov. 7

9 då återremtteras ärendet tll utredaren. Om så nte sker är samverkan gång, vlket nnebär att Arbetsförmedlngen samråd med den försäkrade och Försäkrngskassan tar fram en handlngsplan för rehablterng, som sedan följs upp av handläggare från Försäkrngskassan och Arbetsförmedlngen. 8 Målsättnngen för den överenskommelse som gjorts mellan Försäkrngskassan och Länsarbetsnämnden Uppsala län är att mnst 25 procent av deltagarna samverkan nom 12 månader (tdgare var det 6 månader, men och med den ovan nämnda utvärderngen såg man att detta var en allt för kort td) efter påbörjad åtgärd ska vara arbete eller utbldnng (Försäkrngskassan Uppsala län 2004, s. 30). 4. Materal Det materal som vår undersöknng bygger på är den uppföljnngsfl, vlken Försäkrngskassans samverkanshandläggare regelbundet för n uppgfter om alla samverkansärenden. I flen fnns det uppgfter om följande varabler; kön, ålder, sjukfallets startdatum, kommun, dagnos, mottaget (datum för när ärendet kommer tll Försäkrngskassans samverkanshandläggare), datum LAN (startdatum för samverkan med LAN), status n (den sjukskrvnes status när samverkan börjar, ex; sjukpennng), grad n (statusgrad vd start av samverkan ex; sjukpennng 100 %), aktuell status, grad nu (statusgrad efter avslutad samverkan), samt avslutnngsdag (datum då samverkan avslutades). Flen nnehåller både avslutade och pågående samverkansärenden. För att ge en bld av det faktska urvalet tll samverkan kommer v att presentera en del deskrptv statstk utfrån denna uppföljnngsfl. Tabell 1: Könsfördelnng för samverkansprojektet Faktskt urval samverkan Kvnnor Män Totalt Fördelnng på kön % 60,2% 39,8% 100,0% Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl 8 Uppgfterna om urvalet praktken bygger på uppgfter från Lasse Enarsson, FoU-samordnare på Försäkrngskassan. 8

10 Tabell 2: Åldersfördelnng för samverkansprojektet Åldersfördelnng Kvnnor Män Antal % Antal % ,6 9 3, , , , , , , , ,2 Totalt , ,9 Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Tabell 3: Deskrptv statstk över dagnosfördelnngen för samverkansprojektet Dagnos Kvnnor Män Antal % Antal % Psykska dagnoser , ,4 Somatska dagnoser , ,0 Övrga dagnoser 52 11, ,6 Totalt Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Tabell 4: Genomsnttlg sjukskrvnngstd för samverkansprojektet Genomsnttlg sjukskrvnngstd* Kvnnor Män Totalt 732 dagar 857 dagar 781 dagar * Beräknad från start sjukfall tll mottaget hos Försäkrngskassan Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Könsfördelnngen samverkansprojektet är stort sett dentsk med könsfördelnngen för hela stocken sjukskrvna Uppsala län (61,4 procent kvnnor respektve 38,6 procent män). Tttar v på dagnoserna ser v att den vanlgaste dagnosen är affektva störnngar och belastnngssmärtor för kvnnor respektve övrga medcnska tllstånd och belastnngssmärtor för män. Vad gäller psykska dagnoser (affektva sjukdomar/störnngar, fober, pankångest, psykotska störnngar, utbrändhet och ångeststörnngar), så omfattar dessa crka femto procent av urvalet. V har nga exakta sffror för hur vanlgt psykska dagnoser är bland sjukskrvna övrgt. En kartläggnng för Västra Götalands län vsar att psyksk ohälsa står för 37 procent av dagnoserna, vlket ndkerar att psykska dagnoser är överrepresenterade gruppen sjukskrvna arbetslösa (Försäkrngskassan Västra Götalands län 2004, s. 6). 9

11 I urvalet har den genomsnttlga personen vart sjukskrven 781 dagar. När väl en samverkanshandläggare har accepterat ett föreslaget samverkansärende tar det genomsntt 45 dagar nnan det hamnar hos Försäkrngskassans och Arbetsförmedlngens gemensamma arbetsgrupp. Den genomsnttlga tden från mötet med den gemensamma arbetsgruppen tll avslutad samverkan är sedan 236 dagar. Av alla personer som kommt med urvalet för samverkan har crka åtto procent sjukpennng på heltd vd den tdpunkt de kom n samverkan. Omkrng to procent har stället haft sjukoch aktvtetsersättnng. To personer är arbetssökande på deltd och har sjukpennng eller S/A 9 övrg td. En person arbetar halvtd och får sjukpennng resterande td. 5. Metod Antag att samtlga som har ngått den särsklda samverkan för sjukskrvna arbetslösa efter avslutad samverkan har fått jobb, befnner sg utbldnng eller har mnskad sjukskrvnngsgrad. Uppenbarlgen har något nträffat, men det ntressanta är orsaken tll detta. Kan v med säkerhet säga att det är just deltagande samverkan som är orsaken tll det postva utfallet? Och kan v säga något om hur stor effekten är? Nej, det kan v nte. Anlednngen är att det nte går att utvärdera effekterna av samverkansprojektet genom att helt enkelt jämföra ngångsstatus med utgångsstatus. För att verklgen kunna säga något om en eventuell behandlngseffekt krävs en kontrollgrupp. Det vll säga, v vll veta vad som hade hänt om personerna nte deltagt samverkan. Här stöter v dock på patrull. Vår första tanke var naturlgtvs att jämföra ett slumpmässgt draget urval ur gruppen som deltagt samverkan, med en kontrollgrupp från de sjukskrvna arbetslösa som nte deltagt projektet. Det vsade sg dock tämlgen snart att detta nte var möjlgt då dessa grupper är alltför olka för att en jämförelse ska vara menngsfull. De personer som nte aktualseras för samverkan bedöms stå väldgt långt från arbetsmarknaden och väntar prncp bara på att få sn förtdspensonerng godkänd. Naturlgtvs ställer detta faktum tll en hel del problem för den som önskar utvärdera verksamheten. V tror oss dock ha httat ett sätt att lösa problemet. När v studerade dataflen med alla samverkansärenden såg v att det förelåg en vss fördröjnng för ärenden som aktualserades under sommarmånaderna 10. Det verkade som om det tog extra lång td för dessa sommarärenden att få ett trepartsmöte jämfört med övrga månader. Den 9 Sjukersättnng/aktvtetsersättnng 10 Fördröjnngen mäts som tden från när ärendet fck statusen mottaget fram tll trepartmötet med Lan då samverkan s.a.s. är gång. Närmare bestämt har v en fördröjnng på genomsntt 20 dagar (38,92 dagar för februar-/aprlgruppen, respektve 60,34 för jun-/julgruppen). 10

12 naturlga förklarngen tll detta mönster är naturlgtvs att även personalen på Försäkrngskassan tar semester under sommaren. Det verkade alltså som om det fanns en naturlg varaton materalet, som v kunde utnyttja vår undersöknng. I lnje med det som sades ovan låter v sommarärendena (jun, jul) utgöra vår kontrollgrupp, medan behandlngsgruppen utgörs av de ärenden som har aktualserats under februar och aprl månad. Anlednngen tll att v valt just februar/aprl stället för det kanske mer naturlga valet mars/aprl är helt enkelt att marsfallen av någon anlednng var relatvt få. Valet av februar/aprl berodde alltså på att v vlle ha ungefär lka stora grupper. Ett rmlgt antagande är att det är slumpen som avgör om ett ärende aktualseras jun eller aprl. V förväntar oss alltså nte några skllnader mellan vår behandlngsgrupp och vår kontrollgrupp. Detta gör att v tror oss ha funnt en väg runt det så kallade selektonsproblemet som uppstår just på grund av att det fnns systematska skllnader mellan olka grupper. Detta hade vart fallet om v använt sjukskrvna arbetslösa som nte deltar samverkan, eftersom det är andra faktorer än slumpen som avgör om personen fråga är ett samverkansärende eller ej. Den metod som v använder oss av uppsatsen för att testa samverkansprojektet är så kallad överlevnadsanalys. I denna del ska v först presentera överlevnadsanalysen samt belysa och förklara dess centrala begrepp. V kommer även att applcera dessa begrepp på vår egen undersöknng. 5.1 Överlevnadsanalys Överlevnadsanalys används för att mäta överlevnadstd. Då denna teknk utvecklades nom den medcnska forsknngen har den oftast använts för att mäta tden från exempelvs sjukdomsdagnos tll dödsfall. Detta behöver dock nte alltd vara fallet. Överlevnadstden defneras som tden mellan två specfcerade händelser och kan lka väl användas för att mäta lvslängden hos glödlampor, tden från avslutade studer tll att man blr anställd eller chansen att mnska sn sjukskrvnngsgrad gvet att man får medverka ett samverkansprojekt mellan Länsarbetsnämnden och Försäkrngskassan (Klen och Moeschberger 1997 s. 1). Närmare bestämt kommer överlevnadstden vår undersöknng mätas som tden från mottaget fram tll tdpunkten för avslutat ärende. 11

13 För att beskrva överlevnadstden använder man sg av olka funktoner för att tydlggöra förloppet. I texten nedan låter v (T) vara tden fram tll den specfcerade händelsen, tll exempel att ndvden avlder. Tden från studens startpunkt tll händelsen mäts t enheter. Överlevnadsfunktonen, S(t), är den funkton som oftast och enklast används för att beskrva överlevnadstden. Funktonen är konstant avtagande och har värdet 1 vd starten och slutar vd 0. (S(0) = 1, S( ) = 0). Ŝ(t) = P(T>t) är sannolkheten att en ndvd lever längre tll tdpunkt t. Ŝ(t) skattas genom: antal ndvder som lever längre än tden t Ŝ(t) =. totalt antal ndvder populatonen Medanöverlevnaden är den tdpunkt då hälften av ndvderna fortfarande lever, det vll säga S(t) = 0.5. I våran stude har v valt att defnera händelsen som den tdpunkt då ndvdens sjukskrvnngsgrad mnskar. Det mest logska hade kanske vart att betrakta behandlngen som lyckad när ndvden är helt frskförklarad. Att v nöjer oss med den mldare defntonen beror på två skäl. Ett, gruppen sjukskrvna arbetslösa är som v tdgare skrvt en väldgt svårjobbad grupp som ofta har en lång sjukskrvnngsperod bakom sg. Full arbetskapactet är nte ett realstskt mål för många av dem. Skäl nummer två är att mnskad sjukskrvnngsgrad lgger lnje med de drektv Försäkrngskassan fått från regerngen. I regerngens proposton (2002/03:89), Förändrngar nom sjukförsäkrngen för ökad hälsa arbetslvet kan man läsa att Deltdssjukskrvnng bör enlgt regerngens bedömnng användas ökad utsträcknng (2002/03:89, s.1) Censurerng En stor fördel med att använda sg av överlevnadsanalys jämfört med andra statstska metoder är att det ger möjlghet att använda sg av nformaton från ndvder som nte utsätts för den specfka händelsen under studens gång. Man har alltså nte tllgång tll ndvdens exakta överlevnadstd men vet att de överlevt tll en vss tdpunkt. När en ndvd censureras nnebär det att hon nte längre ngår populatonen. Därmed leder användandet av censurerng tll att färre patenter kommer ngå rskgruppen. Detta medför att ett dödsfall som nträffar efter en censurerad observaton kommer att representera en högre andel av den återstående 12

14 populatonen än vad som vore fallet annars. Censurerngen kan ske på en rad olka sätt. V kommer här att gå genom de varanter som berör vår undersöknng. Den första varanten av censurerng som v använder oss av är Typ I och Typ II. Typ I censurerng nnebär att man på förhand har bestämt hur länge studen ska pågå och bara händelser som nträffar före denna tdpunkt tas med undersöknngen. Vd Typ II fortsätter studen tll dess att en vss, förutbestämd, andel av stckprovet återstår (Klen och Moeschberger 1997 s.56, 59). Vår undersöknng är upplagd på ett sådant sätt att den avslutas vd det datum då Försäkrngskassan senast uppdaterat flen, 16 november, Det handlar alltså om en Typ I censurerng. Nästa varant är högercensurerng. Vd högercensurerng vet man att ndvden är vd lv, det vll säga ännu ej har haft den undersökta händelsen, vd en gven tdpunkt. Indvden ngår därför undersöknngpopulatonen fram tll och med denna tdpunkt för att sedan tas bort. Att det kallas för högercensurerng beror alltså på att det är tden efter, det vll säga tll höger om censurerngen som är osäker. Högercensurerng kan bero på en rad omständgheter. Exempelvs kan ndvden fortfarande vara vd lv när studen avslutas, hon kan hoppa av studen eller hon kan dö av en annan orsak än den som undersöks. I samtlga dessa fall blr ndvden högercensurerad (Klen och Moeschberger 1997 s.56f). I vår stude förekommer högercensurerng av två skäl. Först och främst censureras alla de ndvder som ännu nte sänkt sn sjukskrvnngsgrad vd studens avslutande. Vdare blr de ndvder, som vsserlgen har kommt n samverkan, men där Försäkrngskassan efter en td gör bedömnngen att dessa nte är samverkansärenden också högercensurerade ( datamateralet har de statusen Ej samverkan). En annan vanlgt förekommande form av censurerng är så kallad generalserad censurerng. Detta nträffar när ndvderna kommer n studen vd olka tdpunkt (Klen och Moeschberger 1997 s.58f). Detta är fallet vår undersöknng. Den första ndvden tas upp projektet 23 januar 2003 och den ssta 16 november 2005, en skllnad på två och ett halvt år. Eftersom varje ndvds startpunkt är dag 0, och nte tll exempel 28 november, är detta nget problem. 13

15 5.1.2 Trunkerng En annan utmärkande egenskap för överlevnadsanalyser är trunkerng. Vd trunkerng är det bara ndvder med vssa egenskaper som har möjlghet att ngå stckprovspopulatonen. Övrga ndvder tas nte med undersöknngen. Några exempel på möjlga egenskaper kan vara att de exponerats för en sjukdom, uppnått en vss ålder eller flyttat tll ett specfkt område. Precs som vd censurerng talar man om vänster- och högertrunkerng. Högertrunkerng nträffar när bara de ndvder som drabbats av den undersökta händelsen tas med stckprovet (Klen och Moeschberger 1997 s. 64f). I vår undersöknng använder v oss av högertrunkerng. Endast de ndvder som fått besked om att de ngår samverkansprojektet har haft möjlghet att tas med stckprovet. 5.2 Att beräkna överlevnadskurvor med censurerade data: Kaplan Meer metoden När man studerar data som nnehåller censurerade data är Kaplan-Meer metoden det vanlgast förekommande verktyget för att skatta överlevnadskurvor. Metoden lanserades år 1958 av Kaplan och Meer artkeln Nonparametrc estmaton from ncomplete observatons (Klen och Moeschberger 1997 s.84). Metoden bygger på Kaplan-Meers product-lmt estmator: 1 om t < t Ŝ(t) = d 1 t t y om t t Denna estmator kan te sg komplcerad men är själva verket relatvt lätt att räkna fram. Först tar v fram hur många ndvder som rskerar att utsättas för den aktuella händelsen vd varje gven tdpunkt. Det är alltså de ndvder som ännu nte avldt, plus de ndvder som 11 censurerats. Detta kan skrvas som: Y = d - c Nästa steg är att räknar ut den betngade överlevnadstden. Det vll säga sannolkheten för att en ndvd överlever tll en gven tdpunkt förutsatt att de nte avldt nnan dess. Detta kan uttryckas som: 11 Y = total antal ndvder vd tdpunkt, d = antal ndvder som utsätts för händelsen vd tdpunkt, c = antal ndvder som censureras vd tdpunkt. 14

16 d [ T t ] = T t 1 y P 1 Avslutnngsvs gäller det att räkna ut den obetngade överlevnadstden, ( T ) av den kumulatva produkten av de betngade överlevnadstderna: t < t d 1 y Därmed har v fått fram product-lmt estmatorn, d Ŝ(t)= 1 t < t y P >. Denna ges t För att förtydlga processen presenterar v följande fktva exempel: Tabell 5: Resultat av fktv exempel Td (t ) Antal händelser (d ) Antal populatonen som rskerar händelsen (y ) Product Lmt estmatorn S(t)= t < t [1-3/21] = 0, [0,857](1-1/17) = 0, [0,807](1-1/15) = 0, [0,753](1-1/12) = 0, [0,690](1-1/11) = 0, [0,628](1-1/7) = 0, [0,538](1-1/6) = 0,448 Källa: Handout från föreläsnng d y Resultatet av product-lmt estmatorn redovsas normalt sätt som en kurva där man lätt kan läsa av sannolkheten att överleva fram tll en vss händelse. Med utgångspunkt exemplet ovan kan v skatta följande överlevnadskurva. 15

17 Fgur 1: Överlevnadskurva för vår fktva undersöknng Nonparametrc Survval Plot for överlevnadstd exemplet Kaplan-Meer Method Censorng Column n C15 Table of Statstcs Mean 17,7558 Medan 23 IQR * 80 Percent överlevnadstd exemplet Källa: Egen bearbetnng av tabell Att jämföra överlevnadskurvor När man genomför en stude är man ntresserad av att se om det fnns en sgnfkant skllnad överlevnadstd mellan en eller flera grupper. Här kommer v att presentera ett test av skllnaden mellan två grupper. Prncpen bakom testet är att jämföra skllnaderna mellan antalet döda och förväntat antal döda respektve grupp. Därefter testas om denna skllnad är slumpmässg eller nte. Testet bygger på den kumulatva hasardkvoten. Hasardkvoten, h(t), mäter sannolkheten att en ndvd dör nom ett vsst ntervall gvet att ndvden har överlevt fram tlls dess. Av naturlga skäl är h(t ) alltd större än eller lka med noll (Klen och Moeschberger 1997 s.27). h ( t ) = lm t 0 P ( en ndvd som levt fram tll t, dör nom[ t, t + t] ) P( t < T < t + t T t) t = lm t 0 t h(t) skattas: ^ h = antal ndvder som dör ntervallet total rsktd ntervallet [ t, t + t] ^ Hypotestest Nollhypotesen är att hasardkvoterna är lka för bägge grupperna, mothypotesen är följaktlgen att det fnns en skllnad. 16

18 H 0 : h 1 (t) = h 2 (t) H 1 : h 1 (t) h 2 (t) För alla värden på t Grupperna delas n 1 och 2, händelsetderna rangordnas: t 1 <t 2 < <t d. V tar fram: d Y = 2 d j j= 1 = 2 Y j j= 1 ( det sammanlagda antalet ndvder som avlder vd tdpunkt t ) ( det totala antal ndvder populatonen som är rskutsatta vd tdpunkt t ) Gvet att nollhypotesen är sann ska med andra ord P(avlda vd t ) = d. Y Förutom varablerna ovan ngår det även en vktfördelnngsvarabel, W j (t ) teststatstkan. Detta medför att olka grupper eller vssa tdsntervall kan tllskrvas olka tyngd. Vanlgast är att alla grupperna använder en gemensam beräknng av vktfördelnngen, W j (t ) =Y j W(t ) (där W(t ) är den gemensamma vktfördelnngen) (Klen och Moeschberger 1997 s.191ff). För att testa skllnaden mellan två grupper kan man använda följande teststatstka: Z = W D ( t ) ( t ) d Y = W 2 Y 1 Y Y 1 Y 1 d Y Y d Y 1 d Denna statstka är normalfördelad när H 0 är sann (Klen och Moeschberger 1997 s. 193). Nollhypotesen förkastas på α sgnfkansnvå om Z Z α. Som v ser teststatstkan beror resultatet på vlket värde man väljer på W(t ). Nedan kommer v att gå genom två av de vanlgaste fördelnngarna och de test som det ger upphov tll, Log- Rank och Wlcoxon. Vd Log-Ranktest tllskrvs alla ndvder samma vkt, W(t )=1 för alla. Problemet med att använda sg av denna fördelnng är att ndvder med ovanlgt lång överlevnadstd får stor tyngd och kan därmed påverka resultatet oproportonerlgt mycket. Wlcoxontestet å sn sda fördelar vkten enlgt antalet ndvder som utsätts för rsk vd varje tdpunkt, W(t )=Y för alla 17

19 . Detta medför att ndvder som avlder tdgt ges större tyngd (Klen och Moeschberger 1997 s. 193f). Vlket test som är bäst att använda beror på hur datamateralet ser ut. Log-Ranktestet har störst power om skllnaderna mellan grupperna är konstant. Wlcoxontestet ger bäst resultat om skllnaden är störst början, testets power mnskar när antalet censurerade fall ökar. 6. Undersöknng I vår undersöknng har v alltså två grupper som båda utsätts för en vss behandlng, men skllnaden är att den ena gruppen kommer att ha en fördröjnng på genomsntt 20 dagar. I vårt fall är behandlngen detsamma som medverkan samverkansprojektet mellan Försäkrngskassan och Arbetsförmedlngen. Det v undersöker är behandlngseffekten på utgångsstatus. Det vll säga, har behandlngen någon effekt på huruvda en person efter avslutad behandlng har mnskat sn sjukskrvnngsgrad? Startdatum är tdpunkten då ndvden får besked om att han/hon är aktuell för samverkan (mottaget). Vår hypotes är att den skllnad td som fördröjnngen tll påbörjad behandlng nnebär, ska avspeglas kurvornas utseende. V bör se en tdgare effekt för feb/aprl-gruppen, vlket skulle nnebära att deras kurva börjar falla tdgare än jun/jul-gruppen kurva. Efter fördröjnngen på genomsntt 20 dagar bör v se att jun/jul-gruppen kurva också börjar falla och att de sedan parallellt följs åt. Vd ett perfekt fall skulle effekten bl som dagrammet nedan. V har här utgått från exemplet kap.5.3 och tll den lagt en kontrollgrupp. Indvderna kontrollgruppen har sedan drabbats av händelsen 10 tdsenheter senare än exempelgruppen. 18

20 Fgur 2: Överlevnadskurvor vd dffrenterad behandlngsstart Överlevnadstder vd dfferenterad behandlngsstart Kaplan-Meer Method Varable överlevnadstd överlevnadstd vd fördröjnng 80 Procent Td Källa: Egen bearbetnng av tabell Resultat En körnng av datamateralet statstkprogrammet Mntab ger följande resultat. Fgur 3: Överlevnadstd för februar/aprl- och jun/julgruppen Nonparametrc Survval Plot för skllnaden mellan feb/aprl och jun/jul Censurerar fall som nte avlsutats Kaplan-Meer Metod Procent Varable td för feb/aprlgruppen td för jun/julgruppen Table of Statstcs Mean Medan IQR 390, , Td (dagar) Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl 19

21 Varabel: td för feb/aprlgruppen Censorng Informaton Count Uncensored value 31 Rght censored value 84 Varabel: td för jun/julgruppen Censorng Informaton Count Uncensored value 19 Rght censored value 99 Utfrån kurvorna kan v se att det tar mellan 50 och 100 dagar nnan behandlngen har någon effekt. Detta tror v tll stor del beror på att männskor som vet att de nom kort kommer att få hjälp med sn sjukdomsstuaton nte känner motvaton att göra något på egen hand nnan behandlngen börjar. Kurvorna ovan vsar dock nte det v hade hoppats på. V ser att andelen ndvder som har mnskat sn sjukskrvnngsnvå, åtmnstone början av peroden, är lägre för februar/aprlgruppen. Det verkar alltså fnnas en fördröjnng för kontrollgruppen, men det är en fördröjnng storleksordnngen 100 dagar och nte de 20 som v förväntade oss. Denna skllnad är nte heller bestående. Efter crka 220 dagar går kurvorna hop och följer sedan varandra hela vägen. V kan alltså nte se den behandlngseffekt v hade hoppats på. Möjlgtvs kan man se en svag evdens för en behandlngseffekt början av samverkan. Det räcker dock nte att bara en punkt på kurvan tycks vsa det v vll se för att v ska kunna säga att det fnns en skllnad mellan de bägge grupperna. Den effekt v sett fguren ovan försvnner dessutom när v tar med 95%-ga konfdensntervall analysen. 20

22 Fgur 4: Överlevnadstd nklusve 95%-ga konfdensntervall för februar/aprl- och jun/julgruppen Nonparametrc Survval Plot för skllnaden mellan feb/aprl och jun/jul Censurerar fall som nte avlsutats Kaplan-Meer metoden - 95% Konfdensntervall Procent Varable td för feb/aprlgruppen td för jun/julgruppen Table of Statstcs Mean Medan IQR 390, , Td (dagar) Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl När v sedan ställer upp ett hypotestest enlgt metoden kap blr blden ännu tydlgare. Vår nollhypotes är att det nte förelgger någon skllnad mellan grupperna. Om v använder oss av log-ranktestet får v fram ett p-värde på 0,555. Skllnaden är ckesgnfkant, v kan nte förkasta nollhypotesen. Använder v stället vkterna Wlcoxontestet får v ett p-värde på 0,184. Wlcoxonvärdet är lägre än log-ranktvärdet men är lkväl ckesgnfkant på både 90- och 95-procentsnvån. Nollhypotesen står sg även här. Att Wlcoxontestet ger ett lägre p- värde lgger helt lnje med vad v förväntat oss. Som v skrvt ovan har detta test sn största styrka om skllnaden mellan grupperna är störst början. 7. Varför? Resultatet blev alltså nte vad v hade förväntat oss. V kan nte se att det fnns en behandlngseffekt, dvs. att rehablterngen har någon effekt för dem som deltar samverkan. Hur kommer sg detta? Är det v som gjort fel eller är behandlngen de facto betydelselös? 21

23 7.1 Urvalsproblem? Vår första funderng var att resultatet beror på att vårat urvalsförfarande nte var så bra som v trott. Tanken var att slumpmässgheten vad gäller sannolkheten att bl utvald tll projektet februar/aprl eller jun/jul även borde göra att de ndvdspecfka egenskaperna blev jämnt fördelade de bägge grupperna. Om detta nte är fallet, utan v har ett selektonsproblem, kan v nte jämföra grupperna med varandra. För att kontrollera för detta tar v fram deskrptva data för behandlngs- och kontrollgruppen samt för alla de ndvder som ngått projektet. Den första ndvdspecfka egenskap v tttar på är kön. I Försäkrngskassans egen utvärderng av projektet fann man att 23 procent av kvnnorna som ngått samverkan Uppsala län tll och med oktober 2004 gått vdare tll arbete eller utbldnng. Motsvarande sffra för männen var 27 procent. Ett lknande mönster kunde även ses när man undersökte hela rket (Algotsson mfl 2004, s.18). Om männen högre utsträcknng blev hjälpta av samverkan borde en ojämn könsfördelnng mellan vår behandlng- och kontrollgrupp kunna påverka utfallet för grupperna och därmed skapa problem vd en jämförelse. Så här ser fördelnngen ut Tabell 6: Deskrptv statstk över könsfördelnngen feb/aprl- respektve jun/julgruppen Kön februar /aprl jun/jul Antal % Antal % Man 44 38, ,7 Kvnna 71 61, ,3 Totalt Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Som v ser råder det en vss snedfördelnng. Vår februar/aprlgrupp har en lägre andel män, 38,3 procent, jämfört med jun/julgruppens 43,7 procent. Om resultatet från Försäkrngskassans tdgare utvärderng av projektet fortfarande gäller, det vll säga att män högre utsträcknng hjälps av samverkan, borde denna skllnad göra att överlevnadskurvorna hamnar närmre varandra. Detta kan vara en av förklarngarna tll resultatet v ser överlevnadsanalysen. Om v jämför med könsfördelnngen för hela samverkansprojektet ser v att jun/julgruppen har en något sned fördelnng. Förhållandet februar/aprlgruppen är däremot det närmaste lkvärdg med den totala fördelnngen. 22

24 Tabell 7: Deskrptv statstk över könsfördelnngen för hela samverkansprojektet Kön Totalt projektet Antal % Man ,8 Kvnna ,2 Totalt Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Nästa egenskap v väljer att ttta på är hur länge ndvderna vart sjukskrvna fram tlls de blr upptagna projektet. En rad utrednngar har pekat på vkten av att så tdgt som möjlgt få n den sjukskrvne ett rehablterngsprogram. Desto längre en person vart sjukskrven, desto längre från arbetsmarknaden torde ndvden stå. Därmed borde även rehablterngen försvåras. Det blr helt enkelt svårare att få n personen arbete gen (Eklund mfl 2005, s. 278f). Om v börjar med att ttta på statstken för hela samverkansprojektet ser v att deltagarna generellt har vart sjukskrvna under en längre td. Medelvärdet är på 782,5 dagar, det vll säga ungefär 26 månader. Medanvärdet är vsserlgen något lägre, 665 dagar. Noterbart är att standardavvkelsen är relatvt stor vlket tyder på en stor sprdnng nom gruppen. Tabell 8: Deskrptv statstk över längd på sjukskrvnng (dagar) Grupp Antal Medelvärde Standardavvkelse Mnmum Medan Maxmum obs. Hela ,5 587, projektet Februar/aprl ,1 582,6 64, Jun/jul ,1 586,8 62, Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Av dessa sffror kan v avläsa att det verkar fnns en vss skllnad sjukskrvnngstd mellan behandlngs- och kontrollgruppen. Medelvärdet för antalet sjukdagar är 779 för februar/aprlgruppen och 839 för jun/julgruppen. Antalet dagar sjukskrvnng är alltså genomsntt 60 dagar fler för kontrollgruppen än för behandlngsgruppen. Denna skllnad anser v dock nte kan förklara den uteblvna behandlngseffekten. Dels är 60 dagar en relatvt lten skllnad, dels är medanvärdet något lägre för jun/julgruppen. Den främsta orsaken tll att v nte ser denna skllnad som förklarng tll det uteblvna resultatet är att en genomsnttlgt 23

25 längre sjukskrvnngstd för vår kontrollgrupp snarare borde förstärka dfferensen mellan grupperna, nte föra de närmre varandra. Nästa egenskap v kontrollerar för är ålder. För hela samverkansprojektet ser v att medelåldern och medanvärdet det närmsta är dentskt på 41 år. Samma data för våra stckprov vsar att de tycks reflektera ålderssammansättnngen för hela projektet. Vår jun/julgrupp har en medelålder på 41,31 år medan samma sffra för februar/aprl är 41,68 år. Dfferensen är med andra ord obetydlg. Det samma gäller för medanåldern som är 42 år februar/aprl, att jämföra med 41 år jun/jul. Inte heller här fnner v avvkelser mellan grupperna som skulle kunna förklara våra resultat. Tabell 9:Deskrptv statstk över åldersfördelnngen (år) Grupp Antal Medelvärde Standardavvkelse Mnmum Medan Maxmum obs. Hela ,6 9,6 21,0 41,0 63,0 projektet Februar/aprl ,7 9,1 23,0 42,0 63,0 Jun/jul ,3 9,8 21,0 41,0 60,0 Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Tll sst kontrollerar v vlken typ av dagnos som ndvderna stckprovet har. Här fnner v att grupperna skljer sg en del från varandra. Att dagnosgrupperna nte är exakt fördelade mellan vår behandlngs- och kontrollgrupp skulle naturlgtvs kunna förklara det uteblvna resultatet när v jämför våra överlevnadskurvor. Det menar v nte är fallet här. Dessa avvkelser är som v vsar nte specellt stora utan lgger alla nom ntervallet 0,7% - 5,6% (eller om man räknar ndvder, mellan 1 6 stycken). Därmed torde de nte heller påverka utfallet någon större utsträcknng. Tabell 10: Deskrptv statstk över dagnosfördelnngen för vårt stckprov Dagnos Februar/aprl Jun/jul Antal % Antal % Psykska dagnoser 60 52, ,7 Somatska dagnoser ,3 Övrga dagnoser 13 11, ,0 Totalt Källa: Egen bearbetnng av Försäkrngskassans uppföljnngsfl Om v jämför med dagnosfördelnngen för hela samverkansprojektet som presenteras kap.4 ser v att vårt urvalsförfarande tycks ha fungerat väl. 24

26 7.2 Brster vår undersöknng? Om vårt resultat nte kan förklaras av selektonsproblem som gjort att vår behandlngs- och kontrollgrupp nte är jämförbara med varandra, vad är det då som gör att resultatet nte blr vad v förväntar oss? Fnns det brster vår undersöknng? Det största problemet är att v har vart tvungna att anpassa vår undersöknng tll ett dataunderlag som på många sätt vart tämlgen begränsat. Mellan starten av projektet början av år 2003 och vår studes slut november år 2005 har totalt 744 ndvder ngått samverkan. Av dessa har 393 ärenden även kommt att avslutas. Den främsta anlednngen tll att det är få avslutade fall, är att projektet nte har pågått särsklt lång td. Vd projektets start hade man som mål att den sjukskrvne skulle rehablteras nom sex månader. Detta mål vsade sg som v tdgare skrvt vara alltför optmstskt. Nu är det stället 12 månader som gäller som mål. Av de 393 fallen utgör dessutom ca 30 procent ndvder som fått statusen ej samverkan. Att denna andel är så pass stor bör bero på vssa brster urvalsförfarandet från Försäkrngskassans sda. Detta är dock något som verkar ha förbättrats under samverkansprojektets gång. År 2004 mottogs 70 fall tll samverkansprojektet som sedan kom att bl ej samverkan. Fram tll november 2005 var motsvarande sffra bara 35. Av projektets 744 ndvder är det alltså endast 275 personer eller 39,7 procent som vd våran studes avslut fullföljt projektet. Detta är ett faktum som påverkar hur mycket vkt v kan lägga bakom våra resultat. Att v väljer att skapa vår behandlngs- och kontrollgrupp efter vlken månad deras ärenden mottas hos Försäkrngskassan skapar också vssa problem. De ndvder som blvt utvalda jun och jul 2005 har bara vart med projektet fram tll mtten av november, d.v.s. maxmalt fem månader. Detta nnebär att chansen att de ska ha mnskat sn sjukskrvnngsgrad vd vår studes slut är mycket lägre än för de ndvder som blvt utvalda mars och aprl Detta ser v också när v tttar på underlaget tll våra Kaplan-Meer kurvor. I jun/julgruppen är 99 av 119 dvs. ca 83,2 procent ndvder högercensurerade. För februar/aprl är samma sffror 84 av 115 eller ca 73 procent. Alla dessa censurerngar beror nte på den korta behandlngstden men det är lkväl ett faktum som gör att v bör vara försktga med vlka slutsatser v drar. 7.3 Ingen effekt av rehablterng? Kan det vara så att arbetslvsnrktad rehablterng rent generellt fungerar mycket dålgt? Har den normalt sett ngen effekt över huvud taget? V har egentlgen ganska begränsade 25

27 kunskaper om den arbetslvsnrktade rehablterngen, trots att den pågått under många år och vart föremål för ett stort antal utrednngar. Grunderna för dagens rehablterngsverksamhet nom socalförsäkrngen lades redan under 1980-talet. Då var efterfrågan på arbetskraft större och den långa sjukfrånvaron var lägre. Under det förra decennet skedde stora förändrngar på arbetsmarknaden och mot slutet av 90-talet började sjukfrånvaron öka kraftgt. Det har blvt svårare för personer med hälsoproblem att behålla stt arbete eller att få ett arbete. Förutsättnngarna för att bedrva en framgångsrk arbetslvsnrktad rehablterng har sålunda drastskt ändrats (Eklund mfl 2005, s. 271). Hur effektv är egentlgen arbetslvsnrktad rehablterng? I en debattartkel hävdade socologprofessorn Antonette Hetzler (2004) att rehablterng ofta är bortkastade pengar. Ett då nylgen avslutat forsknngsprojekt vd Lunds unverstet vsade att samordnad arbetslvsnrktad rehablterng nnebär både längre sjuskrvnngsperoder och större andel förtdspensonerngar. De ndvder som genomgått rehablterng har enlgt studen fått sämre möjlghet att återgå tll arbete. Studen vsade att av dem som fck arbetslvsnrktad rehablterng under det tdga 90-talet gck 63 procent tllbaka tll arbete mot 60 procent för dem som nte fck rehablterng. Ett decennum senare är det endast 35 procent av dem som genomgår en rehablterng för att återfå sn arbetsförmåga som återgår tll arbete jämfört med 53 procent av dem som nte har fått någon rehablterng. Dessutom har sjukskrvnngslängden för dem som får arbetslvsnrktad rehablterng ökat kraftgt. I början av 90-talet var genomsnttlg td 198 dagar för samtlga och 314 för dem som fck rehablterng. Motsvarande sffror 10 år senare var 376 respektve 724 dagar. Det var dessutom mycket vanlgare att de den senare populatonen som fått arbetslvsnrktade rehablterng avslutade sn sjukskrvnng med förtdspenson. I studen ställer man frågan om de ndvder som genomgår en rehablterng kan räkna med både en längre sjukskrvnng och större sannolkhet att sluta som förtdspensonär? Skulle nte dessa personer ändå ha haft längre sjukskrvnngar och större sannolkhet att förtdspensoneras? Hetzler menar att det första fallet så är arbetslvsnrktad rehablterng skadlg, och det andra fallet menngslös. Är det så att man väljer ut fel personer tll rehablterng? Enlgt Hetzler är det sannolkt att många av ndvderna skulle ha dentferats som förtdspensonsfall redan nnan de sattes rehablterng. Hur mycket lgger det då det som Hetzler säger på DN debatt? Det är naturlgtvs svårt för oss att svara på. Dock vet v att de flesta studer som jämför resultaten mellan dem som genomgått arbetslvsnrktad rehablterng med dem som nte gjort det, vsar resultat som är mycket nedslående (Eklund mfl 2005, s. 285). Detta beror förmodlgen tll stor del på att det är just sjukskrvna med stora behov som blr föremål för åtgärder. Det fnns ett mycket starkt nslag av selekton 26

28 rehablterngsverksamhet. Det beror naturlgtvs på att det sker ett urval av långtdsarbetslösa som får arbetslvsnrktad rehablterng som beror bland annat på sådana faktorer som exempelvs ålder, yrke, dagnos och sjukskrvnngslängd. Det kan vara detta faktum som avspeglas de negatva resultaten (Eklund mfl 2005, s. 272). 8. Sammanfattande dskusson V har ovan försökt ta upp några möjlga orsaker tll att v nte kunde fnna någon behandlngseffekt vår stude. Det skulle och för sg helt enkelt kunna vara som tll exempel Hetzler hävdar sn debattartkel; att den arbetslvsnrktade rehablterngen ofta är bortkastade pengar. Dock kan man msstänka att en av förklarngarna tll det sämre utfallet av arbetslvsnrktad rehablterng under 2000-talet är den svaga utvecklngen på arbetsmarknaden. En faktor som skulle kunna tänkas påverka vårt resultat negatv rktnng kan hänga samman med ett annat problem som Hetzler adresserar sn debattartkel, nämlgen att den arbetslvsnrktade rehablterngen sätts n allt senare. I början av 90-talet sattes åtgärder form av exempelvs arbetstränng och utbldnng n betydlgt tdgare än vad som är fallet ett decennum senare. Det framgck av den deskrptva statstken ovan att den genomsnttlga ndvden samverkan vart sjukskrven drygt två år. Det tycks som om den domnerande uppfattnngen är att tdga nsatser är vktga för ett postvt utfall av rehablterngen. Med tanke på att det samverkansfallet huvudsak är frågan om sjukfall som pågått under lång td nnan de blr aktuella för särsklda nsatser ska man kanske förvänta sg ett sämre utfall. Rehablterngsverksamhet kännetecknas tll vss del av otydlghet, vlken bland annat kommer sg av att flera olka aktörer är blandade. Konsekvensen av denna nbyggda otydlghet gör att verksamheten ofta är svår att utvärdera. Den starka selekton som fnns verksamheten kan göra det besvärlgt att mäta effekterna av rehablterngen. Resultaten påverkas negatvt av att det ofta sannolkt är de svåraste fallen som får ta del av någon åtgärd. Den negatva effekten förstärks dessutom av att åtgärder många fall sätts n relatvt sent samt att syftet bakom åtgärden kan vara ett annat än återgång arbete (Marklund mfl 2005, s. 272). Det är alltså framförallt selektonen som ställer tll problem vd utvärderngen av arbetslvsnrktad rehablterng. V kunde vår egen undersöknng nte påvsa någon behandlngseffekt. Detta betyder dock nte att någon sådan effekt nte skulle exstera. Snarare betyder det att gvet de förutsättnngar och begränsnngarna som vår undersöknng är behäftad med kan v nte konstatera någon behandlngseffekt. Tll dessa begränsnngar, som v 27