Utvärering av behanlingsprogrammet One-to-One i Kriminalvåren
Sammanfattning Bakgrun One-to-one (OTO) är ett behanlingsprogram me ursprung från Englan som införes i Kriminalvåren 1999. Programmet är baserat på principer från kognitiv beteeneterapi (KBT) och genomförs iniviuellt. Kriminalvåren har tiigare utvärerat om OTO minskae återfall i brott blan programeltagare 2003 2006. I en utväreringen hae klienter som fullföljt programmet signifikant lägre risk att återfalla i brott jämfört me klienter som inte eltagit i något behanlingsprogram. Däremot syntes ingen riskminskning blan samtliga som påbörjat programmet.. Några anra utväreringar av OTO: s effekt hittaes inte. Däremot finns utväreringar av kriminalvårsprogram som likt OTO baseras på KBT. När såana utväreringar väges samman i en forskningsöversikt tye e på att KBT-baserae behanlingsprogram i genomsnitt minskar återfall i brott me 25 % (från 40 % till 30 %). Program som likt OTO innehöll kognitiv omstrukturering eller hae iniviuella moment verkae essutom minska återfall i brott mer än anra KBT-baserae program. Syftet me en här utväreringen var att unersöka om OTO minskar risken att återfalla i brott blan kriminalvårsklienter i Sverige. Meto I utväreringen ingick 597 klienter som påbörjat OTO och som frigavs från anstalt eller skrevs in i frivår 2007 2009. Av essa var et 67 % som fullfölje programmet. Programeltagarna jämföres me fem gånger fler iniviuellt matchae klienter aktuella uner samma perio men som inte påbörjat programmet. För att minska risken att bakgrunsskillnaer gör resultaten missvisane använes så kalla propensity score-matchning. Alltså hanteraes eventuella skillnaer mellan grupperna före programmet i till exempel åler, kön och antal tiigare omar. Resultat Klienter som fullfölje OTO hae signifikant lägre risk att återfalla i brott än en matcha jämförelsegrupp. Anelen som återföll i nya brott inom ett år var 54 % blan e som fullföljt programmet och 59 % i en matchae jämförelsegruppen. Däremot var risken att återfalla i brott inte signifikant lägre blan samtliga som påbörjae programmet. Det har att göra me att klienter som avbrutit OTO tvärtom hae öka risk att återfalla i brott. Diskussion Tillsammans me tiigare utväreringar på liknane program kan resultaten tolkas som att OTO kan minska återfall i brott, förutsatt att programmet genomförs i sin helhet. Det finns ock anlening att tolka resultat me viss försiktighet, t.ex. kan resultatet påverkas av bakgrunsskillnaer mellan e som fullföljt OTO och jämförelsegruppen, trots att många viktiga bakgrunsfaktorer hanteraes. Utväreringen tyer också på att et är viktigt att så många som möjligt av em som påbörjar OTO fullföljer behanlingen.
Innehållsförteckning Introuktion... 1 Tiigare forskning... 1 Problemformulering och syfte... 2 Meto... 3 Unersökningsgrupp... 3 Källor... 3 Utfall... 3 Bakgrunsfaktorer... 4 Statistisk analys... 5 Resultat... 6 Huvuresultat... 6 Känslighetsanalys... 6 Diskussion... 8 Referenser... 10 Bilagor... 12 Bilaga A. Metoförjupning...12 Bilaga B. Bakgrunsfaktorer före och efter matchning...15 Omslag: Kriminalvåren Tryckning: Kriminalvåren Digitaltryck 2016 Beställningsnummer: 7186 ISBN: 978-91-86903-75-6 Kriminalvåren 601 80 Norrköping Tel: 077-22 80 800 E-post: hk@kriminalvaren.se Hemsia: www.kriminalvaren.se
Introuktion One-to-One (OTO) är ett allmänt kriminalitetsprogram från Englan skapat av kriminologen Philip Priestley i början på 1990-talet. Målet me OTO är att minska återfall i brott. Allmänna kriminalitetsprogram är inte riktae mot någon speciell form av brott, utan passar e flesta brottskategorier. Programmet bygger på principer från kognitiv beteeneterapi (KBT) och social inlärningsteori (Priestley, 2003). KBT-baserae behanlingsprogram för kriminella utgår ifrån att brott uppstår p.g.a. inlära kognitiva brister och förvrängningar. Därför ligger tonvikten vi att få klienter att förstå och föränra e tankeprocesser som föregår eras brott (Lipsey, Lanenberger, & Wilson, 2007). OTO innehåller bl.a. övningar i problemlösning, självkontroll, moraliskt resonerane, social färighetsträning och kognitiv omstrukturering. För att öka eltagarnas motivation till föränring använs även samtalsmetoen motiverane intervju (MI) (Priestley, 2006). OTO består av tre elar: kartläggning, färighetsträning och tillämpning/återfallsprevention. Först kartläggs klienternas behov och styrkor. Därefter får eltagarna lära sig färigheter som ska hjälpa em unvika att begå nya brott. I en sista elen får eltagarna tillämpa sina nya färigheter på faktorer som birar till eras kriminalitet. Programmet består av ett förmöte och 20 iniviuella möten om 60-90 minuter, en eller två gånger per vecka. OTO pågår i fyra till fem månaer, beroene på antalet möten per vecka. Hemuppgifter och rollspelsövningar är en el av programmet (Priestley, 2006). Programlearen utför OTO enskilt tillsammans me klienten, ärav namnet One-to-One ( en-till-en ). Det kan finnas flera skäl till att ge behanling enskilt. Iblan kan et vara svårt att få tillräckligt många eltagare för grupprogram, vilket orsakar vänteti. Det kan också vara olämpligt att placera vissa klienter i gruppbehanling, exempelvis p.g.a. konflikter eller negativ gruppkultur (Priestley & Eström, 2010). OTO utförs av programleare som är utbilae i programmet. För att få fortsätta genomföra programmet ska man certifieras inom ett år efter utbilningens avslut. Certifieringen innebär att programmets genomförane granskas, bl.a. via vieoinspelningar (Kriminalvåren, 2009). Programleare som utför OTO ska även få löpane metohanlening (Kriminalvåren, 2008) För varje ny kriminalvårsklient upprättas en s.k. verkställighetsplan, är klientens risker och behov ientifieras. Om et framkommer att klienten har behov av behanling föreslås ett lämpligt behanlingsprogram som man försöker motivera enne att elta i. I Sverige använs OTO på klienter i båe frivår och anstalt (Priestley & Eström, 2010). Målgruppen är kriminalvårsklienter me meelhög eller hög risk för återfall i brott. Dock är et inte uttalat att ett visst riskbeömningsinstrument ska använas för att beöma etta. Exklusionskriterier är psykiska problem (annat än missbruk/beroene), kaotisk tillvaro, gravt missbruk och inlärningssvårigheter. Döma för vål i nära relation eller sexualbrott inklueras bara i OTO först efter att e eltagit i behanling specialisera på essa brottskategorier (Kriminalvåren, 2013). OTO börjae använas i svensk kriminalvår år 1999 och ackreiteraes år 2003. Ackreitering innebär att programmet granskas av en panel beståene av melemmar i Kriminalvårens vetenskapliga rå. För att ackreiteras ska programmet bl.a. ha en vetenskapligt unerstö föränringsmoell, tylig målgrupp, utarbetae manualer samt vara riktat mot ynamiska riskfaktorer för kriminalitet. Tanken är att e ackreiterae behanlingsprogrammen fortlöpane ska utväreras me avseene på återfall i brott (Kriminalvåren, 2007). Tiigare forskning OTO har utvärerats tiigare inom Kriminalvåren. I programgruppen (n=728) ingick å klienter utskrivna från anstalt eller inskrivna i frivår som eltog i OTO år 2003-2006 (Danielsson, Fors, & Freij, 2009). Jämförelsegruppen utgjores av klienter som inte eltagit i något av Kriminalvårens behanlingsprogram uner samma perio (n=7280). Resultatet justeraes för bakgrunsskillnaer som et fanns information om i Kriminalvårens register och återfall i brott efinieraes som ny 1
kriminalvårspåfölj. 1 Enligt utväreringen hae klienter som påbörjat OTO ungefär lika hög risk som jämförelsegruppen att återfalla i något brott (hazarkvot [HR] 1,04, 95% konfiensintervall [KI] 0,92-1,17). Klienter som fullföljt programmet hae äremot en statistiskt säkerställ minska risk att återfalla i brott (HR 0,75, 95% KI 0,62-0,90). Att e som fullföljt, men inte alla som påbörjat programmet, hae minska risk att återfalla i brott kan bero på att OTO minskar återfall i brott först om et genomförs fullt ut. Men klienter som fullföljer behanling har å anra sian ofta annorluna bakgrun, t.ex. är e inte sällan välmotiverae rean innan behanlingen börjar (Olver, Stockale, & Wormith, 2011). Man riskerar ärför snevrina resultat p.g.a. att fullföljares bakgrun båe ökar sannolikheten att fullfölja program och minskar risken att återfalla i brott. Vi har inte hittat någon annan utvärering av OTO:s effekt på återfall i brott. 2 Det finns ock många stuier på anra KBT-baserae program mot återfall i brott som sammanfattats i systematiska kunskapsöversikter me metaanalys. Metaanalys innebär att man gör en samla beömning av flera enskila stuier genom att statistiskt sammanföra eras resultat. I genomsnitt tycks KBT-baserae program minska återfall i brott (Lipsey et al., 2007; Wilson, Bouffar, & Mackenzie, 2005). Dessutom verkar innehåll av kognitiv omstrukturering eller iniviuella moment meföra större effekt på återfall i brott (Lipsey et al., 2007). Enligt utväreringar av liknane behanlingsprogram bore programinnehållet i OTO ärför kunna minska återfall i brott (Priestley, 2006). Problemformulering och syfte Iag finns enligt vår känneom inga anra stuier på OTO utöver Kriminalvårens förra utvärering, och är avbröts programmet av en hög anel av e som påbörjae OTO. När anelen som avbryter behanling är hög blir eventuella programeffekter för samtliga som påbörjat programmet svårare att påvisa, eftersom många å exponerats minre för behanlingen. Anelen klienter som fullföljer OTO har sean ess ökat och ärför är et angeläget me en ny effektutvärering av programmet. Syftet me enna stuie är att unersöka om OTO minskar återfall i brott blan svenska kriminalvårsklienter. Stuiens primära frågeställning är: - Har klienter som påbörjat respektive fullföljt OTO minska risk för återfall i brott jämfört me klienter som inte påbörjat programmet? Dessutom unersöks en sekunära frågeställningen: - Har e som påbörjat men sean avbrutit OTO öka risk för återfall i brott jämfört me klienter som inte påbörjat programmet? 1 Bakgrunsfaktorer som justeraes för var: åler, kön, ti i anstalt, tiigare verkställigheter samt iverse brottstyper. 2 I två brittiska utväreringar av ett flertal behanlingsprogram ingick även eltagare i OTO (Hollin et al., 2004; V. Hollis, 2007). Men i ingen av stuierna reovisaes behanlingsprogrammen separat och anelen OTO-eltagare var mycket låg (1,2% respektive 4,7%). Resultaten säger ärme mer om e övriga behanlingsprogrammen än om OTO och reovisas ärför inte här. I en ena utväreringen saknaes essutom jämförelsegrupp (V. Hollis, 2007), vilket ökar risken att resultaten är missvisane. 2
Meto Unersökningsgrupp Programgruppen besto av kriminalvårsklienter som skrevs in i frivåren eller ut från anstalt åren 2007 till 2009 och påbörjae OTO uner påföljen (n=597). De jämföres me kriminalvårsklienter aktuella uner samma perio men som inte eltagit i OTO. För att minska risken för systematiska bakgrunsskillnaer mellan grupperna använes propensity score-matchning (se sia 4). Att jämföra e som påbörjat behanling me en jämförelsegrupp kallas för intention-to-treat. Båe e som fullföljt och e som avbrutit behanlingen ingår alltså i unersökningen. När man erbjuer behanling kan man förstås inte på förhan säkert veta om en enskil eltagare kommer att fullfölja programmet eller inte. Uteblivna eller oönskae effekter av behanling kan essutom lea till att en eltagare väljer att avbryta ensamma. Att å exkluera em som avbryter behanling från unersökningen skulle innebära att man sållar bort programeltagare som rabbats av oönskae effekter. Det har ärme praktisk relevans vilken effekt behanling har på samtliga som påbörjat behanling. Nackelen me att utgå ifrån e som påbörjat behanling är förstås att alla inte exponerats för hela behanlingen. Att ta el av hela behanlingsinnehållet kan vara en förutsättning för önskvära effekter och i så fall skulle analyser enligt intention-to-treat kunna unerskatta eventuella positiva programeffekter, särskilt om anelen som avbrutit behanlingen är hög. Vi jämföre ärför även e som fullföljt PRISM me en matcha jämförelsegrupp, vilket kallas för per-protokoll. Nackelen me etta är att e som lyckas fullfölja behanling ofta har bättre förutsättningar rean innan behanlingen, t.ex. genom att vara mer motiverae att änra sina liv. Me perprotokoll ökar ärme risken att behanlingen ser ut att ha positiva effekter när resultatet i själva verket skulle kunna bero på bakgrunsskillnaer. Sammanfattningsvis har alltså båe intention-to-treat och perprotokoll för- och nackelar och et är ärför som vi utföre och här presenterar båa analyserna (Debiin & Lovbakke, 2005; S. Hollis & Campbell, 1999; J. A. Lewis & Machin, 1993). Källor Unersökningen bygger på en avientifiera atabas me länkning mellan Kriminalvårens register och anra nationella befolkningsregister. 3 Följane register använes: lagföringsregistret, misstankeregistret, Kriminalvårens register, patientregistret, longituinell integrationsatabas för arbetsmarknasstuier (LISA), folk- och bostasräkningarna (FoB), flergenerationsregistret, registret över totalbefolkningen, migrationsregistret och ösorsaksregistret. Utfall Utfallet besto i återfall i något nytt brott och följes i första han upp i misstankeregistret. Enbart personer som av förunersökningsleare beömts som minst skäligen misstänkta för brott ingår i misstankeregistret. Skälig misstanke kan ligga till grun för bl.a. anhållane och häktning. Internationellt är et vanligt att i behanlingsutväreringar efiniera återfall i brott som återarrestering (Lipsey et al., 2007). 4 Det verkar inte ha betyelse för resultaten om återfall i brott efinieras som ny arrestering eller ny om (Lipsey et al., 2007; Mitchell, Wilson, & MacKenzie, 2012). Misstankeregistret använes för att et ger större statistisk power, 5.v.s. öka sannolikhet att statistiskt säkerställa en faktisk effekt, och för att et 3 Registerinformation hämtaes från atabasen Crime-2 vi Institutionen för meicinsk epiemiologi och biostatistik vi Karolinska Institutet. Detta gjores inom ramen för en forskningsstuie som gokänts av Regional forskningsetisk kommitté vi Karolinska Institutet (2009/939-31/5). Databasen innehåller länka, lansomfattane, longituinell information från ett flertal befolkningsbaserae register, men är anonymisera genom att personuppgifter är borttagna. 4 Arrestering finns inte som juriiskt begrepp i Sverige men motsvaras kanske bäst av gripane, eftersom båa innebär tillfälliga frihetsberövanen som polisen har rätt att besluta om vi misstanke om brott. 5 När man använer utfallsvariabler me två alternativ (ja/nej), påverkas en statistiska powern av antalet hänelser, t.ex. återfall i brott. Eftersom misstankeregistret innehåller fler registrerae hänelser än lagföringsregistret är en statistiska powern högre. 3
gav ett år längre uppföljning än lagföringsregistret. Det tar också kortare ti för brott att registreras i misstankeregistret jämfört me lagföringsregistret. Resultatens tillförlitlighet stärks ock om e kan bekräftas me en annan källa och ärför följes eltagarna även upp i lagföringsregistret (Latessa & Holsinger, 1998; Lösel, 2001). Programgruppen följes upp me start från frigivning från anstalt eller, om e var frivårsklienter, från att e avslutae programmet. Jämförelsegruppen följes upp me start från frigivning från anstalt eller från inskrivning i frivår. För att få rea på när klienten inte längre kune följas upp p.g.a. utvanring eller ösfall använes migrationsregistret och ösorsaksregistret. Återfall i brott kune följas upp i misstankeregistret fram till 2010-12-31, vilket gav en genomsnittlig uppföljningsti på 905 agar (minst 0 agar, mest 1460 agar). I lagföringsregistret kune brottsåterfall äremot bara följas upp fram till 2009-12-31, vilket gav en genomsnittlig uppföljningsti på 548 agar (minst 0, mest 1095). 6 Bakgrunsfaktorer I stuier är et inte är slumpmässigt vilka eltagare som ingår i programgrupp respektive jämförelsegrupp riskerar bakgrunskillnaer mellan grupperna att göra resultaten missvisane (eng.: biase). I en här typen av unersökningar bör man ärför hantera störfaktorer (eng.: confouners),.v.s. gruppskillnaer före programmet som påverkar et man unersöker effekt på. Tänkbara störfaktorer i en här unersökningen presenteras i tabell 1. De faktorer i tabell 1 som visae sig samvariera båe me eltagane i programmet och me återfall i brott beömes som störfaktorer och hanteraes ärför statistiskt i unersökningen. Tabell 1. Bakgrunsfaktorer i unersökningen. Register År Bakgrunsfaktorer Registret över totalbefolkningen 1968-2009 Åler, kön, bostasområe Lagföringsregistret 1973-2009 Antal omar, åler vi första om, någon gång öm för vålsbrott, narkotikabrott, rattfylleri, mamma, pappa eller något syskon någon gång öma för brott LISA-atabasen 1990-2009 Utbilningsnivå, civilstatus, antal år me arbete i november måna senaste fem åren Folk- och bostasräkningarna (FoB) Patientregistret Slutenvår 1973-2009. Öppenvår 2001-2009 1960, 1970, 1980, 1985, 1990 Socioekonomisk status i barnomen a Alkoholmissbruk/-beroene, narkotikamissbruk/-beroene, personlighetsstörning, ADHD, föräler me missbruk/-beroene Kriminalvårens register 2002-2009 Påbörjat annat allmänt kriminalitets- /vålsprogram än OTO, missbruksprogram, motivationsprogram, sexualbrotts- /partnervålsprogram, anstalt- eller frivårsklient Flergenerationsregistret 1961-2009 b a. FoB 1965 ingick inte i atabasen och socioekonomisk status ingick inte i FoB 1975 (Nilsson & Anersson, 1979). Socioekonomisk status elaes in i låg, meel och hög som i en tiigare stuie (Frisell, Lichtenstein, & Långström, 2011). b. Personer som varit folkbokföra fr.o.m. 1961 och föes tiigast 1932 ingår i flergenerationsregistret. Registret kopplaes me lagförings- och patientregistret för information om brottslighet och missbruk i familjen. 6 Noll agars uppföljningsti innebär att klienten ött eller utvanrat samma ag eller tiigare än uppföljningsstarten. Det kan också bero på att enstaka frivårsklienter avslutae OTO år 2010 och ärför inte hae någon uppföljningsti i lagföringsregistret (som innehöll ata fram till år 2009). 4
Statistisk analys För att minska risken att gruppskillnaer innan programmet gör resultatet missvisane använes s.k. propensity score-matchning (Williamson, Morley, Lucan, & Carpenter, 2011). En propensity score kan beskrivas som sannolikheten att gå ett program givet bakgrunsfaktorerna som hanteras i unersökningen (s.k. kontrollvariabler). Sannolikheten att gå programmet (propensity score) uträknas för varje inivi utifrån ennes vären på kontrollvariablerna. För varje enskil person i programgruppen matchas ärefter en eller flera jämförelsepersoner me propensity scores som ligger så nära programeltagarens som möjligt. Programgruppen jämförs ärme me personer som inte gått programmet, men som givet sin bakgrun (enligt kontrollvariablerna) bore ha haft ungefär samma sannolikhet att göra et. Se bilaga A för förjupa information om hur matchningen gick till och tabellerna i bilaga B för att jämföra gruppernas bakgrun före och efter matchning. I e flesta statistiska analysmetoer utesluts inivier som saknar någon ata automatiskt från beräkningarna. När många bakgrunsfaktorer hanteras kan et innebära att en hög anel av inivierna försvinner från unersökningen, å många har bortfall på någon av faktorerna, vilket sannolikt skulle göra resultatet missvisane. För att hantera såant bortfall använe vi oss ärför av en statistisk meto som kallas multipel imputation. Denna meto har gott forskningsstö, men bör bara använas om vissa antaganen uppfylls (Schafer, 1999; Scheffer, 2002). När antaganena uppfylles använe vi multipel imputation, annars tog vi istället hänsyn till bortfallet inom ramen för propensity score-matchningen. Att hantera bortfall på et här sättet innebär inte att försöka få fram va et sanna väret är, utan att minska en snevrining av resultatet som bortfall ofta meför. För närmre beskrivning av hanteringen av bortfall se bilaga A. För att kunna ta hänsyn till en varierane uppföljningstien mellan inivierna i stuien använes Coxregression (Frienship, Street, Cann, & Harper, 2005). Då propensity score-matchning kombineras me Coxregression rekommeneras att man i Coxregressionen jämför varje programeltagare me en/em som e matchaes me, genom s.k. stratifiering på matchae par (Austin, 2008). 7 Coxregression resulterar i effektstorleksmåttet hazarkvot, som inikerar hur mycket högre eller lägre risk för utfallet som programeltagare har i förhållane till jämförelsegruppen uner unersökningsperioen. En hazarkvot om 1 inikerar att grupperna har lika hög risk att återfalla i brott uner uppföljningen. Är hazarkvoten uner 1 har programeltagare lägre risk att återfalla i brott än matchae klienter och är en över 1 har programeltagare tvärtom förhöj risk. För att reovisa om et finns en statistiskt säkerställ skillna använs konfiensintervall, är en egentliga gruppskillnaen me 95% sannolikhet finns inom intervallet. Om konfiensintervallen inte innefattar 1 så är skillnaen statistiskt säkerställ på 5%-nivån. Hazarkvoterna reovisas i enna utvärering även grafiskt me s.k. forest plots (S. Lewis & Clarke, 2001). Vi rapporterar också anelen brottsåterfall inom ett år i program- respektive jämförelsegrupp. 8 Ett annat sätt att försöka klargöra resultat är att reovisa numbers neee to treat (NNT),.v.s. antalet klienter som behöver behanlas me OTO för att t.ex. unvika att en person återfaller i brott (Akobeng, 2005). När et fanns signifikanta skillnaer mellan grupperna i huvuresultaten beräknaes ärför även NNT. 9 7 Det kan förekomma s.k. specifikationsfel i uträkningen av propensity scores, t.ex. bortfall, mätfel eller utelämnane av relevanta variabler. Men genom att använa robust sanwich -korrigering i Coxregressionen blir stanarfelen robustare för specifikationsfel, och ärme blir konfiensintervallen inte felaktigt för smala (Lin & Wei, 1989). 8 Då många programeltagare saknae ett helt års uppföljningsti i lagföringsregistret erhölls anelen återfall i brott från Kaplan-Meier-överlevnaskurvor (Blan & Altman, 1998). Även om vi använe Kaplan-Meier innebär en korta uppföljningstien ock fortfarane att resultatet blir mer osäkert för lagföringsregistret efter ett år (Rich et al., 2010). 9 NNT räknaes ut genom att jämföra gruppernas failure rate enligt Kaplan-Meier, vilket rekommenerats för överlevnasanalys (Altman & Anersen, 1999). När en programeffekt är negativ kallas et för numbers neee to harm (NNH) istället för numbers neee to treat (NNT). 5
Resultat Huvuresultat Kriminalvårsklienter som påbörjat OTO (n=597) jämföres me matchae klienter som inte påbörjat OTO (n=2985). Matchningen innebär att grupperna har likvärig bakgrun på e faktorer som hanteraes i unersökningen. Klienter som påbörjat OTO hae jämfört me matchae klienter en marginellt om än signifikant öka risk att återfalla i brott enligt misstankeregistret (se figur 1). Risken att återfalla i brott var 14% högre för em som påbörjat OTO (absolut riskökning 2,2 procentenheter). Det motsvarar inom ett år att om 45 klienter påbörjar OTO kommer en att misstänkas för nya brott som inte skulle et annars. Blan e som startae OTO fullfölje 67 procent programmet. 10 Klienter som fullföljt OTO (n=359) jämföres me en ny matcha jämförelsegrupp (n=1795), eftersom eras bakgrun skiljer sig från samtliga som påbörjat programmet. Jämfört me matchae klienter hae e som fullföljt OTO signifikant lägre risk att återfalla i brott enligt misstankeregistret. Fullföljares risk att återfalla i brott var 15% lägre (absolut riskminskning 4,4 procentenheter). Inom ett år innebär et att om 23 klienter fullföljer OTO förhinras att en av em återfaller i brott. Klienter som påbörjat men sean avbrutit OTO (n=176) jämföres me ytterligare en matcha jämförelsegrupp me liknane bakgrun (n=867). Deltagare i OTO som avbrutit programmet hae signifikant öka risk att misstänkas för nya brott jämfört me en matchae jämförelsegruppen. Risken att återfalla i brott var 61% högre för em som avbröt OTO (absolut riskökning 12,2 procentenheter). Inom ett år innebär et att om 8 klienter avbryter OTO skulle en misstänkas för nya brott som inte skulle et annars. Figur 1. Hazarkvoter [HR] me 95% konfiensintervall [KI] för återfall i brott enligt misstankeregistret. Deltagare i One-to-One jämföres me matchae klienter som inte eltagit i programmet. 11 Känslighetsanalys Resultatens tillförlitlighet stärks om e kan bekräftas me en annan källa och ärför följes eltagarna i en känslighetsanalys även upp i lagföringsregistret. När eltagarna följes upp i lagföringsregistret istället för i misstankeregistret var resultaten likartae (se figur 2). Enligt lagföringsregistret fanns till skillna från misstankeregistret ingen signifikant skillna mellan e som påbörjat OTO och matchae klienter. Däremot hae e som fullföljt OTO åter signifikant lägre risk att återfalla i brott. Klienter som avbrutit OTO hae som tiigare öka risk att ömas för brott, men skillnaen var inte statistiskt säkerställ. 10 359 klienter fullfölje OTO och 177 avbröt programmet. För 61 programeltagare saknaes information om e fullföljt eller avbrutit OTO. 11 Att antalet inivier i figuren är något färre än summan av programgruppen och jämförelsegruppen beror på att enstaka klienter saknae uppföljningsti och ärför föll bort från analyserna. 6
Figur 2. Hazarkvoter [HR] me 95% konfiensintervall [KI] för återfall i brott enligt lagföringsregistret. Deltagare i One-to-One jämföres me matchae klienter som inte eltagit i programmet. 7
Diskussion För e som påbörjat OTO kune ingen statistiskt säkerställ riskminskning hittas. 12 De som fullfölje programmet hae äremot en statistiskt säkerställ minska risk att återfalla i brott oavsett vilket register som använes för uppföljning. Våra resultat stämmer ärme överens me Kriminalvårens tiigare utvärering av OTO, är e som påbörjat programmet hae i stort sett lika hög risk att återfalla i brott som jämförelsegruppen, mean klienter som fullföljt OTO hae signifikant minska risk att återfalla i brott (Danielsson et al., 2009). Enligt systematiska översikter minskar KBT-basera behanling för kriminella i genomsnitt återfall i brott (Lipsey et al., 2007; Wilson et al., 2005). KBT-baserae program som likt OTO innehåller kognitiv omstrukturering har essutom visat större effekt på återfall i brott (Lipsey et al., 2007). Att e som fullföljt OTO minre ofta återföll i brott kan tolkas som att programmet har brottsreucerane effekt, uner förutsättning att et genomförs fullt ut. Det finns ock aspekter som gör en här slutsatsen osäker. De som fullföljer behanlingsprogram brukar nämligen ofta ha en bakgrun som minskar risken att återfalla i brott (Olver et al., 2011). Trots att många viktiga bakgrunsfaktorer hanteraes i utväreringen kan et ärför kvarstå bakgrunsskillnaer mellan e som fullföljt OTO och jämförelsegruppen, som gör resultatet missvisane (s.k. bias). Eftersom vi t.ex. inte kune hantera eventuella gruppskillnaer i motivation kan e som fullfölje OTO ha varit mer motiverae rean från början, och ärme mer benägna båe att slutföra programmet och återfalla minre i brott. Att tiigare forskning tyer på att behanlingsprogram me liknane innehåll som OTO minskar brottsåterfall talar ock emot att en positiva effekten enbart skulle bero på bias. Den ökae risken att återfalla i brott blan em som avbröt OTO stämmer överens me stuier av anra behanlingsprogram (McMurran & Theoosi, 2007; Olver et al., 2011). Att misslyckas me att slutföra sin behanling kan tänkas öka klientens uppgivenhet och förstärka antiauktoritära och antisociala attityer. Det är ock oklart om riskökningen verkligen är en effekt just av behanlingsavbrottet; en skulle även kunna bero på att e som avbryter behanling har svårare problematik och minre motivation rean innan programstart, trots att vi me propensity score-matchning försökte hantera såana bakgrunsskillnaer. Enligt en forskningsöversikt minskar KBT-baserae behanlingsprogram i genomsnitt återfall i brott me 25% (från 40% till 30%) (Lipsey et al., 2007). I e flesta utväreringarna i översikten jämföres klienter som påbörjat behanling me en jämförelsegrupp. I utväreringar är man istället utgått från em som fullföljt behanling hittar man oftast ännu större skillnaer i återfall i brott. I en här stuien fann vi inte någon tylig minskning blan em som påbörjat OTO, men fullföljane av programmet minskae risken för återfall i brott me 15-25% beroene på vilket register som använes. Att vi inte hittae lika stor och tylig programeffekt som tiigare påvisats för anra återfallsreucerane program kan bero på sammanhanget. Behanling som blivit el av verksamhetens orinarie programutbu har ofta minre effekt på återfall i brott än behanlingsprogram som införs på prov (Anrews, 2011; Lipsey et al., 2007). Iblan hittar man ingen effekt alls när behanlingsprogram utförs i orinarie verksamhet, även om man hittat programeffekter på återfall i brott i tiigare stuier (Goggin & Genreau, 2006). När behanlingsprogram införs i stor skala i rutinverksamhet blir et bl.a. svårare att kontrollera att e utförs som avsett, s.k. programtrohet (Anrews, 2011) vilket påverkar effekten på återfall i brott (Anrews & Dowen, 2005). Vi unersökte inte om OTO utföres me programtrohet, men i Kriminalvåren försöker man upprätthålla programtrohet genom certifiering och hanlening. Utan att unersöka saken kan vi ock inte veta om essa åtgärer är tillräckliga för att OTO ska utföras me programtrohet. Utifrån tiigare behanlingsforskning kan et alltså vara så att programmet skulle få bättre effekt i Kriminalvåren om programtroheten ökae. 12 Klienter som påbörjat OTO hae marginellt högre risk att återfalla i brott enligt misstankeregistret, men inte enligt lagföringsregistret. Skillnaer i en storleksorningen som hittaes i misstankeregistret brukar betraktas som försumbara (Bear, Krzyzanowska, Pintilie, & Tannock, 2007). Baserat på tiigare utväreringar verkar et sakna betyelse för resultaten vilket register som använs för att följa upp återfall i brott (Lipsey et al., 2007; Mitchell et al., 2012) En förklaring till en lilla resultatskillnaen i en här utväreringen kan vara att lagföringsregistret hae ett år kortare uppföljningsti än misstankeregistret. Skillna i uppföljningsti kan ha betyelse eftersom programeffekter kan variera över ti 8
Behanlingsprogram i orinarie verksamhet brukar utöver att ofta ha sämre programtrohet mer sällan leva upp till principerna om risk, behov och mottaglighet (RBM) (Anrews, 2011) vilket också reucerar en återfallsförebyggane effekten (Dowen & Anrews, 2000). Kortfattat innebär RBM att prioritera behanling till kriminella me meelhög till hög risk att återfalla i brott, fokusera på brottsrivane faktorer samt att anpassa programmets utförane efter eltagarnas inlärningsstil. Det finns ock tecken på att OTO utföres i enlighet me principerna om RBM uner unersökningsperioen. 13 Effektutväreringar kan elas in i två typer. I en första utväreras om en behanling har avse effekt uner iealiska omstänigheter (eng. efficacy trial eller explanatory trial). I en anra utväreringstypen unersöker man istället om behanlingen har önska effekt uner normala omstänigheter (eng. effectiveness trial eller pragmatic trial). För att kunna uttala sig om ifall OTO överhuvutaget kan minska återfall i brott behöver programmet alltså utväreras uner iealiska omstänigheter. Den här rapporten är ock en utvärering av OTO så som programmet normalt utförs i Kriminalvåren. Å ena sian är et ärför möjligt att resultaten skulle vara annorluna i en utvärering me strikt kontroll över bl.a. urvalskriterier, programutförane och programlearnas kompetens. Å anra sian har utväreringar som utförs uner iealiska omstänigheter inte lika stor praktisk relevans, eftersom behanling sällan utförs så i praktiken (Treweek & Zwarenstein, 2009). 13 Målgruppen är klienter me meel eller hög risk för återfall i brott. Inspektion av bakgrunsata för programeltagarna i enna utvärering antyer att en genomsnittliga eltagaren hae meelhög eller hög risk (se tabellerna i bilaga B). Däremot vet vi inte i vilken utsträckning som riskbeömningsinstrument använes för att välja ut eltagare till programmet. OTO ska bl.a. förbättra eltagarnas självkontroll; ett viktigt kriminogent behov. Dessutom anses använning av tekniker från KBT, som i OTO, stärka eltagarnas mottaglighet (Anrews et al., 1990). Att OTO genomförs iniviuellt bore även göra et lättare för programleare att anpassa programmets utförane efter en enskile eltagarens inlärningsstil. 9
Referenser Akobeng, A. K. (2005). Unerstaning measures of treatment effect in clinical trials. Archives of Disease in Chilhoo, 90(1), 54-56. oi: 10.1136/ac.2004.052233 Anrews, D. A. (2011). The impact of nonprogrammatic factors on criminal-justice interventions. Legal an Criminological Psychology, 16(1), 1-23. oi: 10.1348/135532510X521485 Anrews, D. A., & Dowen, C. (2005). Managing correctional treatment for reuce reciivism: A metaanalytic review of programme integrity. Legal an Criminological Psychology, 10(2), 173-187. oi: 10.1348/135532505X36723 Anrews, D. A., Zinger, I., Hoge, R. D., Bonta, J., Genreau, P., & Cullen, F. T. (1990). Does correctional treatment work? A clinically relevant an psychologically informe meta-analysis. Criminology, 28(3), 369-404. oi: 10.1111/j.1745-9125.1990.tb01330.x Austin, P. C. (2008). A critical appraisal of propensity-score matching in the meical literature between 1996 an 2003. Statistics in Meicine, 27(12), 2037-2049. oi: 10.1002/sim.3150 Bear, P. L., Krzyzanowska, M. K., Pintilie, M., & Tannock, I. F. (2007). Statistical power of negative ranomize controlle trials presente at American Society for Clinical Oncology annual meetings. Journal of Clinical Oncology, 25(23), 3482-3487. Blan, J. M., & Altman, D. G. (1998). Survival probabilities (the Kaplan-Meier metho). BMJ, 317(7172), 1572-1580. oi: 10.1136/bmj.317.7172.1572 Danielsson, M., Fors, A., & Freij, I. (2009). Behanlingsprogrammet One to One. Utvärering av återfall i ny brottslighet för programeltagare för åren 2003-2006. Norrköping: Kriminalvåren. Debiin, M., & Lovbakke, J. (2005). Offening behaviour programmes in prison an probation. I G. Harper & C. Chitty (re.), The impact of corrections on re-offening: a review of what works. Lonon: Home Office. Dowen, C., & Anrews, D. A. (2000). Effective correctional treatment an violent reoffening: A metaanalysis. Canaian Journal of Criminology 42(4), 449-467. Frienship, C., Street, R., Cann, J., & Harper, G. (2005). Introuction: The policy context an assessing the evience. I G. Harper & C. Chitty (re.), The impact of corrections on re-offening: A review of 'what works' (s. 1-16). Lonon: Home Office. Frisell, T., Lichtenstein, P., & Långström, N. (2011). Violent crime runs in families: A total population stuy of 12.5 million iniviuals. Psychological Meicine, 41(1), 97-105. oi: 10.1017/S0033291710000462 Goggin, C., & Genreau, P. (2006). The implementation an maintenance of quality services in offener rehabilitaion programmes. I C. Hollin & E. Palmer (re.), Offening behaviour programmes: Development, application an controversies. Chichester: John Wiley. Hollin, C., Palmer, E., McGuire, J., Hounsome, J., Hatcher, R., Bilby, C., & Clark, C. (2004). Pathfiner programmes in the Probation Service: A retrospective analysis. Lonon: Home Office. Hollis, S., & Campbell, F. (1999). What is meant by intention to treat analysis? Survey of publishe ranomise controlle trials. BMJ, 319(7211), 670-674. oi: 10.1136/bmj.319.7211.670 Hollis, V. (2007). Reconviction analysis of programme ata using interim accreite programmes software (IAPS). Lonon: RDS NOMS Research an Evaluation. Kriminalvåren. (2007). Ackreitering av brotts- och missbruksrelaterae program i svensk kriminalvår. Norrköping: Kriminalvåren. Kriminalvåren. (2008). Q-BoM: Kvalitetsleningssystem för brotts- och missbruksrelaterae program Norrköping: Kriminalvåren. Kriminalvåren. (2009). Uttagning och certifiering av programleare för brotts- och missbruksrelaterae program. Norrköping: Kriminalvåren. Kriminalvåren. (2013). Kvalitetskriterier för behanlingsprogram. One to one. Norrköping: Kriminalvåren. Latessa, E. J., & Holsinger, A. (1998). The importance of evaluating correctional programs: Assessing outcome an quality. Corrections Management Quarterly, 2, 22-29. Lewis, J. A., & Machin, D. (1993). Intention to treat - who shoul use ITT? British Journal of Cancer, 68(4), 647 650. Lewis, S., & Clarke, M. (2001). Forest plots: Trying to see the woo an the trees. BMJ, 322(7300), 1479-1480. oi: 10.1136/bmj.322.7300.1479 10
Lin, D. Y., & Wei, L. J. (1989). The robust inference for the Cox proportional hazars moel. Journal of the American Statistical Association, 84(408), 1074-1078. oi: 10.1080/01621459.1989.10478874 Lipsey, M. W., Lanenberger, N. A., & Wilson, S. J. (2007). Effects of cognitive-behavioral programs for criminal offeners. Campbell Systematic Reviews, 3(6). oi: 10.4073/csr.2007.6 Lösel, F. (2001). Evaluating the effectiveness of correctional programs: Briging the gap between research an practice. I G. A. Bernfel, D. P. Farrington & A. W. Leschie (re.), Offener rehabilitation in practice: implementing an evaluating effective programs (s. 67-96). Chichester: Wiley. McMurran, M., & Theoosi, E. (2007). Is treatment non-completion associate with increase reconviction over no treatment? Psychology, Crime & Law, 13(4), 333-343. oi: 10.1080/10683160601060374 Mitchell, O., Wilson, D., & MacKenzie, D. L. (2012). The effectiveness of incarceration-base rug treatment on criminal behavior: A systematic review. Campbell Systematic Reviews, 8(18). oi: 10.4073/csr.2012.18 Nilsson, I.-B., & Anersson, R. (1979). Folk- och bostasräkningen 1975. Del 6:2. Förvärvsarbetane nattbefolkning i hela riket och länen m.m. Stockholm: SCB. Olver, M. E., Stockale, K. C., & Wormith, J. S. (2011). A meta-analysis of preictors of offener treatment attrition an its relationship to reciivism. Journal of Consulting an Clinical Psychology, 79(1), 6-21. oi: 10.1037/a0022200 Priestley, P. (2003). One-to-one: Ett kognitivt och beteenebaserat program för att reucera återfall i brott. Teori och Empiri. Norrköping: Kriminalvåren. Priestley, P. (2006). OTO: Ett program för att minska återfall i brott. Manual. Norrköping: Kriminalvåren. Priestley, P., & Eström, E. (2010). One-to-one programmet i Englan, Wales och Sverige. I A. H. Berman & C. Å. Farbring (re.), Kriminalvår i praktiken: Strategier för att minska återfall i brott och missbruk (s. 439-466). Lun: Stuentlitteratur. Rich, J. T., Neely, J. G., Paniello, R. C., Voelker, C. C. J., Nussenbaum, B., & Wang, E. W. (2010). A practical guie to unerstaning Kaplan-Meier curves. Otolaryngology - Hea an Neck Surgery, 143(3), 331-336. oi: 10.1016/j.otohns.2010.05.007 Schafer, J. L. (1999). Multiple imputation: A primer. Statistical Methos in Meical Research, 8(1), 3-15. oi: 10.1177/096228029900800102 Scheffer, J. (2002). Dealing with missing ata. Research Letters in the Information an Mathematical Sciences, 3(1), 153-160. Treweek, S., & Zwarenstein, M. (2009). Making trials matter: Pragmatic an explanatory trials an the problem of applicability. Trials, 10(1), 37. oi: 10.1186/1745-6215-10-37 Williamson, E., Morley, R., Lucan, A., & Carpenter, J. (2011). Propensity scores: From naïve enthusiasm to intuitive unerstaning. Statistical Methos in Meical Research, 23(3), 273-293. oi: 10.1177/0962280210394483 Wilson, D. B., Bouffar, L. A., & Mackenzie, D. L. (2005). A quantitative review of structure, grouporiente, cognitive-behavioral programs for offeners. Criminal Justice an Behavior, 32(2), 172-204. oi: 10.1177/0093854804272889 11
Bilagor Bilaga A. Metoförjupning Matchning Matchningen utföres i statistikprogrammet SAS via ett publicerat s.k. makro (Coca-Perraillon, 2007). De bakgrunsfaktorer som skulle använas i matchningen vales utifrån om variabeln uppvisae ett signifikant samban (p < 0,05) me programeltagane och essutom var signifikant associera me återfall i brott. Det beror på att et bara är variabler som båe påverkar utfallet och har olika förelning i program- och jämförelsegrupp som riskerar förvränga (eng.: bias) resultat (Bonita, Beaglehole, & Kjellström, 2006). Variabeln anstalts-/frivårsklient hae för klienter som avbrutit OTO inte signifikant gruppskillna före matchning, och ingick ärme inte i beräkning av propensity scores, men blev skevt förela mellan grupperna efter matchning. Eftersom variabeln hae signifikant samban me återfall i brott använes en som kontrollvariabel i propensity score-beräkningen. Detta för att förhinra att matchningen resulterae i en skillna mellan grupperna som i sin tur riskerat att göra resultatet skevt. För att veta om en matchning resulterat i att program- och jämförelsegrupperna blivit tillräckligt lika jämföres grupperna före och efter matchning. Enligt rekommenation reovisas procent, meelvären och effektstorleksmåttet (Austin, 2009). Om matchningen är bra så ska skillnaerna mellan grupperna minska. Det finns inte samsyn om var gränsen går för när grupperna är tillräckligt lika. Det rekommeneras att bör vara lägre än 0,20, vilket i anra sammanhang brukar vara minimigränsen för en liten effektstorlek. Den mest konservativa rekommenationen är ock att bör vara lägre än 0,10 (Apel & Sweeten, 2010). Vi eftersträvae att skulle vara lägre än 0,10, men åtminstone uner 0,20. För jämförelse av grupperna före och efter matchning se bilaga B. Vi använe metoen nearest neighbor-matchning. Det innebär att för varje programeltagare matchaes en inivi i jämförelsegruppen me mest lik propensity score till programeltagaren. Klienterna i jämförelsegruppen kune enbart matchas till en programeltagare var (eng.: matching without replacement). Eftersom fler inivier innebär större chans att me rimlig säkerhet kunna statistiskt säkerställa en faktisk effekt (statistisk power) är et önskvärt att så många inivier som möjligt ingår. Därför matchaes fem personer till varje programeltagare. För klienter som avbrutit OTO angavs ett maxavstån (eng: caliper ) för hur stor skillnaen mellan programeltagaren och jämförelsepersonen som mest fick vara för att e skulle matchas. Om grupperna skiljer sig mycket åt före matchning kan vissa i jämförelsegruppen som är mest lik någon av programeltagarna änå vara relativt olik enne. För att unvika ålig matchning kan man ärför ange ett maxavstån för hur stor skillnaen i propensity score får vara (Coca-Perraillon, 2007). Hantering av bortfall I e flesta statistiska analyser exklueras inivier me bortfall på någon variabel. För att etta inte ska förvränga resultaten så måste bortfallet vara slumpmässigt, vilket et sällan är (Yuan, 2000). En rekommenera meto för att hantera bortfall är s.k. multipel imputation, som innebär att bortfall av information ersätts me sannolika vären (Schafer, 1999). Vi multipel imputation skapas flera nya ataset, är vären i et ursprungliga atasetet kopieras mean bortfall ersätts me sannolika vären, som skiljer sig från ataset till ataset. Målet me multipel imputation är inte att ersätta bortfall me et sanna väret, utan giltig statistisk slutlening (Rubin, 1996). Det kan t.ex. hanla om att få fram en så korrekt skattning av relationen mellan två variabler som möjligt, trots bortfallet. Uner förutsättning att bortfallet beror på e faktorer som man tar hänsyn till vi multipel imputation, kommer bortfallet inte längre lea till förvränga resultat. I flera s.k. simuleringsstuier har multipel imputation lett till bättre estimering av et sanna resultatet än att exkluera inivier me bortfall (Marshall, Altman, Royston, & Holer, 2010; Osborne, 2012; Raghunathan, 2004). Vi hanterae bortfall på bakgrunsfaktorer på två sätt; multipel imputation och bortfallsinikatorer. Att vi inte enbart använe multipel imputation beror på att et främst är anpassat för kvantitativa (numeriska) 12
variabler. För att multipel imputation ska kunna utföras på kvalitativa (kategoriska) variabler brukar krävas att bortfallet är monotont (Ake, 2005). Ett exempel på monotont bortfall är å en inivi i en longituinell enkätstuie upphör att besvara enkäten efter ett visst antal mättillfällen. Monotona bortfall är ärme ovanliga. Den meto för multipel imputation som var tillgänglig för oss och kan hantera bortfall som inte är monotont kallas MCMC (Marcov Chain Monte Carlo). Metoen är utveckla för kvantitativa variabler men et har gjorts försök att använa MCMC på kvalitativa variabler genom att behanla variablerna som om e vore kvantitativa. Tyvärr har simuleringsstuier funnit att etta tillvägagångssätt leer till bias (Ake, 2005; Horton, Lipsitz, & Parzen, 2003). I vår stuie hae vi inte ett monotont bortfall och multipel imputation var ärme bara lämpligt att använa på kvantitativa variabler. Bortfall på kvalitativa variabler hanteraes genom att använa bortfallsinikatorer inom ramen för propensity score-matchning. Metoen har beskrivits utförligt tiigare (Rosenbaum, 2010). Bortfall ersätts å me ett gotyckligt väre och samtiigt skapas en ny variabel som inikerar om variabeln har bortfall. Det innebär att et gotyckliga väret inte påverkar va inivien får för propensity score, men att bortfallet äremot gör et. På så sätt blir programgruppen och jämförelsegruppen likväriga på båe tillgänglig information och bortfall. Uner förutsättning att bortfallet beror på kontrollvariablerna så ska bortfallet ärme inte längre lea till bias. I en simuleringsstuie på bortfallshantering vi propensity score-matchning jämföres multipel imputation och använning av bortfallsinikatorer (Mattei, 2009). Författaren rog slutsatsen att resultaten inte gav starkt stö för att en ena metoen skulle vara bättre än en anra, men att multipel imputation verkar vara något bättre. Att multipel imputation skulle vara att förera förklaraes me att et går att ta hänsyn till fler faktorer bakom bortfallet. Exempelvis rekommeneras att man tar hänsyn till utfallsvariabeln vi multipel imputation, vilket man inte kan vi uträkning av propensity scores. Att vi inte enbart hanterae bortfall genom bortfallsinikatorer beror alltså på att multipel imputation är att förera. För att minska risken för kvarståene bias efter multipel imputation rekommeneras att man inkluerar: - variabler som ska ingå i senare analys (inklusive utfallsmått) - variabler som korrelerar me bortfall - variabler som korrelerar me imputerae variabler. (van Buuren, Boshuizen, & Knook, 1999). Ju fler variabler som inklueras vi multipel imputation esto lägre sannolikhet att resultatet blir skevt. Samtiigt är et inte növänigt att inkluera mer än e 15-25 viktigaste variablerna (van Buuren et al., 1999). Vi inkluerae ärför alla potentiella kontrollvariabler och utfallsvariabler i multipel imputation. Multipel imputation (MI) utföres via proceuren Proc MI i SAS. Variablerna som vi utföre multipel imputation på var: åler vi första om, antal omar och antal år me arbete registrerat i november senaste fem åren. Man kan inte utföra multipel imputation på variabler är bortfallet beror på ett sant väre. I en stuie av normalbefolkningen vore et ärför olämpligt att utföra multipel imputation på antal omar, eftersom personer som alrig ömts inte kan ha några lagföringsata. I et här fallet var ock alla i stuien kriminalvårsklienter, och ärme kan bortfall på antal omar inte bero på att e alrig ömts. Samtliga variabler som skulle ingå i någon av analyserna kontrolleraes för vi multipel imputation. Dessutom ingick bortfallsinikatorer för samtliga kvalitativa variabler me bortfall. Därme kune vi kontrollera för vären på kvalitativa variabler me bortfall, utan att eras bortfall oavsiktligt imputeraes. Fem imputationer utföres enligt Proc MI:s stanar. När bortfallet är lågt bör fem imputationer räcka (Schafer, 1999). För att kunna utföra propensity score-matchning efter multipel imputation beräknaes propensity scores för alla fem imputerae ataset. Därefter räknaes genomsnittlig propensity score ut över alla fem ataset och använes vi matchning. I en jämförelse mellan två sätt att utföra propensity score-matchning efter multipel imputation var etta tillvägagångssätt att förera (Mitra & Reiter, 2012). 13
Referenser till bilaga A Ake, C. (2005). Rouning after multiple imputation with non-binary categorical covariates. Paper presente at the SAS Users Group International 30 Proceeings. http://www2.sas.com/proceeings/sugi30/112-30.pf Apel, R. J., & Sweeten, G. (2010). Propensity score matching in criminology an criminal justice. I A. R. Piquero & D. Weisbur (re.), Hanbook of Quantitative Criminology (s. 543-562). New York: Springer. Austin, P. C. (2009). Balance iagnostics for comparing the istribution of baseline covariates between treatment groups in propensity-score matche samples. Stat Me, 28(25), 3083-3107. oi: 10.1002/sim.3697 Coca-Perraillon, M. (2007). Local an Global Optimal Propensity Score Matching. Paper presente at the SAS Global Forum 2007. http://www2.sas.com/proceeings/forum2007/185-2007.pf Horton, N. J., Lipsitz, S. R., & Parzen, M. (2003). A potential for bias when rouning in multiple imputation. The American Statistician, 57(4), 229-232. oi: 10.1198/0003130032314 Marshall, A., Altman, D. G., Royston, P., & Holer, R. (2010). Comparison of techniques for hanling missing covariate ata within prognostic moelling stuies: a simulation stuy. BMC Meical Research Methoology, 10(1), 7. oi: 10.1186/1471-2288-10-7 Mattei, A. (2009). Estimating an using propensity score in presence of missing backgroun ata: an application to assess the impact of chilbearing on wellbeing. Statistical Methos an Applications, 18(2), 257-273. oi: 10.1007/s10260-007-0086-0 Mitra, R., & Reiter, J. P. (2012). A comparison of two methos of estimating propensity scores after multiple imputation. Stat Methos Me Res. oi: 10.1177/0962280212445945 Osborne, J. W. (2012). Best practices in ata cleaning: A complete guie to everything you nee to o before an after collecting your ata. Thousan Oaks: Sage Publications. Raghunathan, T. E. (2004). What o we o with missing ata? Some options for analysis of incomplete ata. Annual Review of Public Health, 25(1), 99-117. oi: 10.1146/annurev.publhealth.25.102802.124410 Rosenbaum, P. R. (2010). Design of observational stuies. New York: Springer. Rubin, D. B. (1996). Multiple imputation after 18+ years. Journal of the American Statistical Association, 91(434), 473-489. oi: 10.1080/01621459.1996.10476908 Schafer, J. L. (1999). Multiple imputation: A primer. Statistical Methos in Meical Research, 8(1), 3-15. oi: 10.1177/096228029900800102 van Buuren, S., Boshuizen, H. C., & Knook, D. L. (1999). Multiple imputation of missing bloo pressure covariates in survival analysis. Statistics in Meicine, 18(6), 681-694. oi: 10.1002/(SICI)1097-0258(19990330)18:6<681::AID-SIM71>3.0.CO;2-R 14