Videregående utdanning for voksne. effekter på mottak av helserelaterte ytelser

Transkript

1 Videregående utdanning for voksne effekter på mottak av helserelaterte ytelser

2 2 Videregående utdanning for voksne effekter på mottak av helserelaterte ytelser Forfattere: Magnus Fodstad Larsen, Karl Bekkevold og Sigrid Holm Vox 2013 ISBN: Design: Millimeterpress Forsidefoto: Colourbox

3 3 Innhold Sammendrag 4 1. Innledning 5 2. Bakgrunn 6 3. Metode Populasjon Forhold som studeres Regresjonsanalyse Forklaringsvariabler Valg av modell Effektene av videregående utdanning på sykepengemottak og uførhet m.m Mottak av sykepenger Uførepensjon, tidsbegrenset uførepensjon og medisinsk rehabilitering Oppsummering av effektene av videregående utdanning Effekter av andre variabler Sykepenger og uførhet m.m Øvrige bakgrunnsvariabler Oppsummering og konklusjon Hva er det med de voksne? Referanser 27 Vedlegg 28

4 4 Sammendrag Forskning viser at jo høyere utdanning man har, jo lavere sykefravær og mindre sannsynlighet for å bli ufør har man. I vår undersøkelse ser vi på om dette også gjelder for personer som har tatt videregående utdanning i voksen alder. Våre funn viser at personer som har fullført videregående for første gang som voksne har noe mer sykefravær enn de som bare har grunnskole, og dobbelt så mye sykefravær som de som fullførte videregående som unge. De har litt mindre sannsynlighet for uførhet, tidsbegrenset uførhet og å være på medisinsk rehabilitering enn de med bare grunnskole, men mye større sannsynlighet for dette enn de som fullførte videregående som unge. Årsakene til at videregående utdanning for voksne ikke gir de samme effektene på mottak av helserelaterte ytelser som tilsvarende utdanning tatt som ung, kan være at nyutdannede voksne ikke får de samme jobbene som de som tok videregående som unge får, samtidig som det er mulig at mange av de voksne som tar videregående utdanning gjør dette nettopp fordi de allerede har helseproblemer, og ønsker å omskolere seg. Samtidig tyder funnene våre på at disse gruppene i noe større grad forblir i arbeidslivet, selv om de har helsemessige utfordringer. Blant personer som hadde videregående utdanning fra før, og som var uføre i 1992, finner vi at det å ta yrkesfaglig videregående som voksen kan fungere som en vei ut av uførhet. Uføre med allmennfag som tok et yrkesfag som voksne hadde 56 prosent sannsynlighet for fortsatt å være uføre i 2009, mens uføre med allmennfag som ikke tok videregående utdanning som voksne hadde 61 prosent sannsynlighet for fortsatt å være uføre. Blant uføre med yrkesfag som tok et nytt yrkesfag som voksen, var sannsynligheten for å være uføre i prosent, mot 64 prosent sannsynlighet for fortsatt uførhet blant uføre med yrkesfag som ikke tok et nytt yrkesfag som voksne. De som kommer dårligst ut i vår undersøkelse, er personer som påbegynner videregående for første gang som voksne, men som ikke fullfører. Dette betyr at i den grad videregående utdanning for voksne gir positive effekter, er det en forutsetning at man fullfører.

5 VOX-SPEILET Innledning De fleste som tar videregående utdanning i Norge, er ungdommer, men det er også en god del voksne som tar slik utdanning. I 2011 var omtrent personer i alderen fra 25 år og oppover i videregående utdanning (Holm, Anderssen, Bekkevold, Ianke, & Larsen, 2012). I denne rapporten undersøker vi hvilke effekter det å ta videregående utdanning som voksen har på sykefravær, uførhet, tidsbegrenset uførhet og medisinsk rehabilitering. Å påvise en årsakssammenheng mellom to forhold er imidlertid ofte svært vanskelig, blant annet fordi sammenhenger kan skyldes andre forklaringsvariabler enn de de vi har oversikt over. I de følgende analysene har vi derfor kontrollert for en rekke bakgrunnsvariabler, som alder og kjønn, arbeidsmarkedstilknytning, helse, bosted og foreldres utdanning og helse.

6 VOX-SPEILET Bakgrunn Det er bred enighet om at det er en sammenheng mellom utdanningsnivå og uførhet. Gravseth m.fl. fant at hyppigheten av uførepensjonering er omtrent fem ganger så høy for lavt utdannede sammenliknet med høyt utdannede (Gravseth m.fl., 2007). Både Bruusgaard m.fl. og Nilsen m.fl. finner at jo høyere utdanning man har, jo mindre er sannsynligheten for at man blir ufør. Utdanning ser også ut til å være sterkere korrelert med uførhet enn en del helsemessige faktorer (Bruusgaard, Smeby, & Clausen, 2010; Nilsen, Ernstsen, Krokstad, & Westin, 2012). Bratsberg og Røed (2011) finner på sin side at om man har fullført videregående eller ikke, har stor betydning for uførhet, men finner i sin undersøkelse liten betydning av utdanning på høyere nivå. De peker også på at arbeidsmarkedet i den perioden de har sett på, årene , har blitt vanskeligere for de som ikke har fullført videregående skole. Proba samfunnsanalyse skrev i 2011 rapporten «Utfall på arbeidsmarkedet for personer som fullfører videregående utdanning som voksne» på oppdrag fra Kunnskapsdepartementet. Ett av funnene deres er at det gjennomsnittlige antallet uføredager er betydelig høyere blant de som ikke har fullført videregående skole, enn blant de som har fullført. Videre finner Proba at det å fullføre yrkesfag og allmennfag ser ut til å ha ulik effekt på uførhet (Proba Samfunnsanalyse, 2011). I Probas analyse er antall dager med uførepensjon målt i samme periode som populasjonen tok en eventuell videregående utdanning (årene ). Det er derfor vanskelig å konkludere med at ulik uførhetstilbøyelighet skyldes ulik utdanning resultatene kan jo også skyldes at ulikheter i uføretilbøyelighet fører til ulik utdanning. Det er også vanskelig å si noe om varigheten av eventuelle effekter. Flere har også vist at de med høyere utdanning har et lavere sykefravær (se Mastekaasa, 2012; Nestaas, 2010). Kristensen og Skipper (2009) finner i rapporten «Effektanalyser af voksenefteruddannelse Analyse af individeffekter samt cost-benefit-analyse» at det å ta etter- og videreutdanning som voksen gir lavere sykefravær ett til to år etter utdanningen. I Vox-notatet «Videregående opplæring for voksne en vei ut av arbeidsledigheten?» (Larsen, Bekkevold, & Holm, 2013) så vi det å ha tatt videregående utdanning som voksne i perioden i sammenheng med mottak av sykepenger i perioden og uførhet i 2009 blant personer som var arbeidsledige i Vi fant at de som hadde tatt videregående utdanning for første gang som voksne, i gjennomsnitt mottok sykepenger i like mange måneder som de som kun hadde grunnskole. De som fullførte videregående utdanning som unge, hadde mindre sykefravær. Når det gjelder uførhet, derimot, fant vi

7 at det blant de som tok videregående skole som voksne, var en lavere andel uføre enn det var blant de som bare hadde grunnskole. De som tok videregående utdanning som unge, hadde den laveste andelen uføre i populasjonen vår. I notatet så vi imidlertid bare på sammenhenger mellom ulike forhold, men uten at vi korrigerte for andre variabler som kunne påvirke utfallet av forholdene vi så på. Vi så også på en mindre gruppe, nemlig de som var arbeidsledige i I denne rapporten vil vi bruke metoder som gjør at vi i større grad kan utelukke andre variabler som kan påvirke forskjellene mellom grupper med ulik utdanning, og vi begrenser ikke populasjonen til de arbeidsledige.

8 VOX-SPEILET Metode Analysene i denne rapporten er gjort på data hentet fra SSBs forløpsdatabaser FD-Trygd og NUDB. Denne rapporten er basert på at SSB har gjennomført regresjonsanalyser etter våre modellspesifikasjoner. Vi ønsker vi å se på hvilke effekter det å ta videregående utdanning som voksen har på sykepengemottak, uførhet, tidsbegrenset uførhet og medisinsk rehabilitering på relativt lang sikt. For at man skal kunne snakke om effekter av noe, er det et kriterium at (den antatte) årsaken ligger før virkningen i tid. Vi har avgrenset perioden for når personene kan ta videregående utdanning til mellom inngangen av 1993 og utgangen av Personer som har tatt videregående etter dette, er ikke med i våre analyser. Vi ser på mottak av sykepenger fra inngangen av 2000 til utgangen av 2009, og status som ufør, tidsbegrenset ufør eller medisinsk rehabilitering fastsettes ved utgangen av Siden det er voksne i videregående utdanning vi er interessert i, har vi satt en nedre aldersgrense på 25 år ved utgangen av Vi har også satt en øvre aldersgrense for personene i populasjonen vår på 40 år ved utgangen av Dette er fordi både mottak av sykepenger, uførhet, tidsbegrenset uførhet og medisinsk rehabilitering forutsetter at man ikke har gått av med alderspensjon. I avsnittene under kommer en mer detaljert gjennomgang av populasjonen vi studerer, samt en oversikt over variablene i analysene, analysemodellen og hvilke typer analyser vi gjennomfører Populasjon Vår populasjon består av personer som er født og bosatt i Norge, og som ved utgangen av 1993 er mellom 25 og 40 år. Disse har grunnskole, videregående skole eller høyere utdanning som høyeste fullførte utdanning ved inngangen til , og har ikke tatt noe videregående skole etter Analysene omfatter altså ikke personer med uoppgitt utdanning. Totalt utgjør denne populasjonen personer. Vi deler populasjonen i to deler: de som har tatt videregående opplæring som voksne analysepopulasjonen, og de som ikke har tatt videregående utdanning som voksne sammenligningspopulasjonen. Analysepopulasjonen består av personer som helt eller delvis har tatt videregående utdanning i tidsrommet De kan også ha tatt videregående skole eller høyere før Når vi ser på de ulike kombinasjonene av utdanning før 1 Dersom noen har fullført flere videregående løp før inngang til 1993, er det det siste løpet som telles med.

9 og utdanning i perioden , får vi tolv ulike kombinasjoner (se vedleggstabell V1). Disse velger vi å slå sammen til seks grupper basert på sammenfallende karakteristika (se tabell 1). Tabell 1 Analysepopulasjonen, fordelt på grupper. Gruppe Høyeste fullførte utdanning før 1993 Utdanning Antall personer A Grunnskole Avbrutt videregående utdanning som voksen B Grunnskole Allmennfaglig videregående utdanning som voksen C Grunnskole Yrkesfaglig videregående utdanning som voksen D Allmennfaglig/ yrkesfaglig vgs. Omvalg til/forbedring av allmennfaglig videregående for høyere utdanning E Allmennfaglig vgs. Omvalg til yrkesfaglig videregående utdanning F Yrkesfaglig vgs. Ny yrkesfaglig videregående utdanning Totalt Vi vil sammenligne gruppen som har tatt videregående skole i perioden med de som ikke har fullført noen form for videregående opplæring i samme periode. Sammenligningspopulasjonen består av personer som kan ha tatt videregående skole eller høyere utdanning før Vi deler sammenligningspopulasjonen inn i tre grupper: Tabell 2 Sammenligningspopulasjonen, fordelt på grupper. Gruppe Høyeste fullførte utdanning før 1993 Utdanning Antall personer G Grunnskole Ingen vgs H Allmennfaglig vgs. (ev. også høyere utdanning) Ingen vgs I Yrkesfaglig vgs. (ev. også høyere utdanning) Ingen vgs Totalt Tabell 3 gir en oversikt over antall personer i de ulike gruppene, andelene som er uføre, tidsbegrenset uføre og er på medisinsk rehabilitering i 2009, og andelen med sykepenger i perioden Dessuten er andelen som er i arbeid i referanseuka i 2009, andelen som har tatt høyere utdanning, og andelen som er i høyere utdanning ved utgangen av 2009, tatt med i tabellen. Tallene for hvor stor andel som er i arbeid, er tatt med ettersom man ikke kan motta sykepenger uten å være i arbeid, og sykepengemottaket derfor bør sees i sammenheng med hvor mange som er i jobb. Tallene for høyere utdanning er tatt med ettersom høyere utdanning kan antas å ha en ytterligere effekt på sykepengemottak og uførhet, tidsbegrenset uførhet og medisinsk rehabilitering utover effekten av å ha tatt videregående utdanning.

10 10 Tabell 3 Oversikt over gruppene i populasjonen: antall personer i 1992, og andel av disse med ulike statuser ved utgangen av 2009, i perioden , og i referanseuka Gruppe Totalt antall personer i 1992 Andel uføre ved utgangen av 2009* Andel på tidsbegrenset uføretrygd ved utgangen av 2009 Andel på medisinsk rehabilitering ved utgangen av 2009 Andel med sykepenger i perioden Andel som er i arbeid i referanseuka 2009 Andel som hadde fullført høyere utdanning innen utgangen av 2009 Andel som var i høyere utdanning ved utgangen av 2009 A % 6 % 4 % 61 % 55 % 14 % 4 % B % 6 % 4 % 72 % 77 % 39 % 7 % C % 5 % 4 % 77 % 79 % 7 % 3 % D % 3 % 3 % 65 % 80 % 52 % 7 % E % 3 % 2 % 66 % 83 % 34 % 6 % F % 2 % 2 % 64 % 86 % 14 % 3 % G % 4 % 3 % 64 % 74 % 0 % 1 % H % 2 % 1 % 56 % 88 % 80 % 5 % I % 2 % 1 % 60 % 89 % 19 % 3 % Totalt % 3 % 2 % 61 % 82 % 33 % 3 % * Inkluderer alle uføregrader. Se faktaboks for definisjoner av ulike begreper vi bruker i denne rapporten Forhold som studeres I analysene som følger, vil vi undersøke effekten av videregående utdanning på to ulike forhold: 1. Varighet av sykepengemottak i perioden fra inngangen av 2000 til utgangen av Sannsynligheten for å være ufør/tidsbegrenset ufør/er på medisinsk rehabilitering ved utgangen av 2009 Vi har valgt å slå tidsbegrenset uføretrygd og medisinsk rehabilitering sammen med uføretrygd fordi begge ytelsene var ytelser som ble gitt over lengre perioder (stønad til medisinsk rehabilitering ble gitt i inntil ett år, mens tidsbegrenset uføretrygd hadde en ramme på fire år, med mulighet for forlengelse), slik at personer som mottok disse ytelsene, var lenge borte fra arbeidsmarkedet. Dessuten var det mange av de som mottok tidsbegrenset uførepensjon og medisinsk rehabilitering, som ikke kom tilbake til arbeidslivet igjen, og mange ble etterhvert varig uføre (Bragstad, 2009; Hedlund, Wendelborg, Brataas, & Landstad, 2005). I det videre vil vi betegne disse tre ytelsene som uførhet m.m Regresjonsanalyse De to forholdene vi ønsker å se på, krever at vi benytter ulike regresjonsmetoder. Den første, antall måneder sykefravær i perioden , kan vi analysere ved hjelp av lineær regresjon. Det andre forholdet, hvorvidt man er ufør m.m. i 2009, er såkalt dikotom: Enten er man det, eller så er man det ikke. Til å analysere denne har vi valgt å benytte logistisk regresjon Forklaringsvariabler Hensikten med å gjennomføre regresjonsanalysene er å undersøke om det å ta videregående utdanning har en effekt på mottak av sykepenger og uførhet. Samtidig

11 11 ønsker vi å undersøke om det er andre faktorer som også kan påvirke disse forholdene. Ved å inkludere andre mulige forklaringsvariabler i modellene, kan vi finne ut hva som har og ikke har en påvirkning. Med andre ord: Vi ønsker å kontrollere for flest mulig av disse, slik at resultatene vi får, i størst mulig grad viser effektene av det å ta ulike typer utdanning, og ikke andre bakenforliggende forhold. I våre analyser kontrollerer vi for følgende forklaringsvariabler: 1. Kjønn 2. Alder i I arbeid i 1992 (minimum = 24 år) 4. Lavinntekt (< 50 prosent av median inntekt) i Mottak av sykepenger i Uførhet i Sentral bostedskommune 2 i Noe sentral bostedskommune i Mindre sentral bostedskommune i Mor har videregående som høyeste fullførte utdanning på det tidspunktet personen i populasjonen fylte 16 år 11. Mor har høyere utdanning som høyeste fullførte utdanning på det tidspunktet personen i populasjonen fylte 16 år 12. Far har videregående som høyeste fullførte utdanning på det tidspunktet personen i populasjonen fylte 16 år 13. Far har høyere utdanning som høyeste fullførte utdanning på det tidspunktet personen i populasjonen fylte 16 år 14. Mor er/blir 100 prosent ufør i perioden personen i populasjonen er mellom 10 og 16 år 15. Far er/blir 100 prosent ufør i perioden personen i populasjonen er mellom 10 og 16 år 16. Tilhører gruppe A 17. Tilhører gruppe B 18. Tilhører gruppe C 19. Tilhører gruppe D 20. Tilhører gruppe E 21. Tilhører gruppe F 22. Tilhører gruppe H 23. Tilhører gruppe I Med unntak av aldersvariabelen er alle variablene såkalte dummy-variabler, det vil si at de enten har verdien 0 eller 1. (Se vedleggstabell V2 for oversikt over hvordan variablene er kodet.) En person som har verdien 0 på alle disse variablene, kalles en referanseperson. I vår modell har vi en referanseperson som: er mann er 24 år i 1992 ikke er i arbeid i 1992 ikke har lavinntekt 50 % i 1992 ikke mottok sykepenger i 1992 ikke er ufør i Sentralitetsdefinisjonen er hentet fra SSB: Sentrale kommuner omfatter et tettsted på minst innbyggere som har funksjon som landsdelssenter, eller som ligger innenfor 75 minutters (for Oslo 90 minutters) reisetid til et slikt tettsteds sentrum. Noe sentrale kommuner omfatter et tettsted med folketall mellom og , eller ligger innenfor 60 minutters reisetid til et slikt tettsteds sentrum. Mindre sentrale kommuner omfatter et tettsted med folketall mellom og , eller ligger innenfor 45 minutters reisetid til et slikt tettsteds sentrum. Minst sentrale kommuner omfatter ikke noen av de aktuelle tettstedene og ligger heller ikke innenfor 45 minutters reisetid til noen av disse tettstedene. Dette er referanseverdi i regresjonsmodellene.

12 12 er bosatt i minst sentral kommune har en mor med grunnskole eller lavere som høyeste fullførte utdanning har en far med grunnskole eller lavere som høyeste fullførte utdanning har en mor som var/ble 100 prosent ufør i perioden personen i utvalget var år har en far som var/ble 100 prosent ufør i perioden personen i utvalget var år tilhører gruppe G Det er ikke nødvendigvis slik at det faktisk finnes noen person i populasjonen vår som er helt lik referansepersonen, men denne fungerer likevel som sammenligningsgrunnlag når vi ser på betydningen av de ulike variablene. SENTRALE BEGREPER: Sykepenger og varighet av sykepengemottak Med sykepenger mener vi at noen har mottatt sykepenger fra folketrygden. Sykepenger i arbeidsgiverperioden er i utgangspunktet ikke med, men i de tilfellene hvor sykefraværet går utover arbeidsgiverperioden, vil arbeidsgiverperioden likevel være medberegnet. Det er et krav om at man må ha vært i jobb i minst fire uker, og at inntektsgrunnlaget for sykepenger utgjør minst femti prosent av grunnbeløpet (1/2 G). Man kan få sykepenger i inntil ett år (kilde: Nav). Varighet av sykepengemottak vil si hvor mange måneder en person har mottatt sykepenger totalt i perioden fra inngangen av år 2000 til utgangen av Ufør m.m. (i 2009) De som var registrert som uføre, alle som var registrert som tidsbegrenset uføre, og alle som var registrert på medisinsk rehabilitering ved utgangen av 2009, uavhengig av uføregrad. Ufør (i 1992) De som var registrert som uføre ved utgangen av 1992, uavhengig av uføregrad. Mor/far ufør De som hadde en mor/far som var 100 prosent ufør en gang i løpet av perioden da vedkommende var mellom 10 og 16 år Valg av modell Vi ønsker å komme fram til en endelig modell som bare inneholder variabler som bidrar til å forklare utfallet av de forholdene vi ser på. For å komme fram til slike modeller, benytter vi en stegvis prosess som går ut på at man starter med å tilpasse modellen som inneholder alle forklaringsvariablene. Vi setter først et signifikansnivå. Dersom en eller flere variabler viser seg å ikke være signifikante, fjernes den variabelen som bidrar minst til modellens forklaringskraft, og den nye, reduserte regresjonsmodellen blir brukt. Denne prosessen gjentas til alle variablene i modellen er signifikante. I populasjonsanalysene er alle gruppevariablene tatt med, uavhengig av signifikans. Der hvor variabler tilhører et «sett», slik som de tre bostedskommunevariablene, og minst én variabel er signifikant mens en eller flere andre ikke er det, har vi valgt å inkludere alle variablene i settet.

13 13 Vi har kjørt regresjonsanalysene både for hele populasjonen og for de enkelte gruppene. I populasjonsanalysene er fokuset på forskjellene mellom gruppene på de avhengige variablene. I gruppeanalysene ser vi nærmere på hvilke av de øvrige forklaringsvariablene som har betydning for den enkelte gruppe. I analysene vil vi bare vise resultatene for de variablene vi fokuserer på, selv om det inngår flere variabler i regresjonsmodellene. Alle regresjonsmodellene vi omtaler i denne rapporten, er gjengitt i vedlegget. For hver av disse oppgis en verdi som skal si noe om modellens forklaringskraft (R2 for lineær regresjon og -2LL for logistisk regresjon). Vi vil ikke gå i dybden på disse målene her. (Se for eksempel Skog (2004) for forklaring på hvordan man skal forstå disse.) Men generelt for alle analysene vi har gjort, kan vi slå fast at det meste av variasjonen i de avhengige variablene forblir uforklart av modellene våre. Dette er fordi det er veldig mange faktorer som påvirker hvorvidt man blir sykemeldt eller ufør m.m. som det er vanskelig eller umulig å kontrollere for.

14 VOX-SPEILET Effektene av videregående utdanning på sykepengemottak og uførhet m.m Mottak av sykepenger Som nevnt innledningsvis, har tidligere studier vist at det er en sammenheng mellom utdanningsnivå og sykefravær. Vi vet imidlertid ikke om den samme effekten gjør seg gjeldende når det gjelder videregående utdanning tatt i voksen alder. I notatet «Videregående opplæring for voksne en vei ut av arbeidsledigheten?» fant vi at de som tok videregående som voksne, hadde lavere sykefravær enn de som ikke gjorde det (Larsen m.fl., 2013), men der kontrollerte vi ikke for at gruppene med all sannsynlighet skiller seg fra hverandre også på andre måter enn med hensyn på utdanning. I regresjonsanalysen under har vi tatt med alle de 23 forklaringsvariablene som er nevnt over. Gjennom regresjonsanalysen ønsker vi å belyse om det er en forskjell mellom gruppene A til F, H og I og gruppe G eller ikke når det gjelder varighet av sykepengemottak i perioden Tabell 4 Estimert antall måneder sykepengemottak i perioden (resultat fra lineær regresjon) og estimert sannsynlighet for å være i arbeid i referanseuka i 2009, fordelt på grupper. Estimert antall måneder sykefravær i perioden Estimert sannsynlighet for å være i arbeid i 2009 Referansegruppe = Gruppe G: Kun grunnskole 5,9 76 % A: Avbrutt førstegangsutdanning 6,4*** 60 %*** B: Allmennfaglig vgs. som voksen 6,7*** 78 %*** C: Yrkesfaglig vgs. som voksen 8,1*** 81 %*** D: Omvalg til/forbedring av allmennfag for høyere utd. 5,3*** 80 %*** E: Omvalg til yrkesfag 5,7(ikke sig.) 83 %*** F: Nytt yrkesfag 5,6*** 85 %*** H: Allmennfaglig vgs. som ungdom 3,9*** 87 %*** I: Yrkesfaglig vgs. som ungdom 4,6*** 87 %*** (ikke sig.) = ikke signifikant forskjellig fra referansegruppe *** = signifikant forskjellig fra referansegruppe på 0,1 %-nivå

15 15 Tabell 4 viser det estimerte antallet måneder med sykefravær for de ulike gruppene basert på en lineær regresjonsmodell, og sannsynligheten for å være i arbeid i 2009 basert på en logistisk regresjonsmodell (for estimater for de andre forklaringsvariablene, se vedleggstabell V3). Figur 1 Antall dager med sykefravær per måned i arbeid i perioden ,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 2,9 A: Avbrutt førstegangsutdanning 50 % 40 % 30 % 20 % 2,2 B: Allmennfaglig vgs. som voksen 2,5 C: Yrkesfaglig vgs. som voksen D: Omvalg til/forbedring av allmennfag for Referansegruppe = G: Kun grunnskole: 2,0 1,6 1,7 1,6 E: Omvalg til yrkesfag F: Nytt yrkesfag 2,0 G: Kun grunnskole 1,1 H: Allmennfaglig vgs. som ungdom 1,3 I: Yrkesfaglig vgs. som ungdom Når vi kontrollerer for alle bakgrunnsvariablene, har referansegruppen, de med grunnskole som høyeste fullførte utdanning, i underkant av seks måneders sykefravær per person i perioden Gruppene A, B og C har høyere sykefravær enn referansegruppa, gruppene D, F, H og I har lavere fravær, mens gruppe E ikke har signifikant forskjellig fravær fra referansegruppa. Det mest påfallende med disse resultatene er at gruppe A, som har avbrutt sin utdanning, har lavere sykefravær enn gruppene B og C, som har Referansegruppe fullført. Dette = G: henger Kun grunnskole: imidlertid 10,8 % sammen med yrkesdeltakelsen i de ulike gruppene, som er spesielt lav i gruppe A. Den store utfordringen ved å tolke denne variabelen er at en person må være i arbeid for å få sykepenger. Vi har ikke tall på hvem som har vært i arbeid til enhver tid i perioden mellom inngangen av år 2000 til utgangen av 2009, og kan dermed ikke kontrollere for dette. For likevel å få et visst bilde av hvor mye personene i hver av gruppene har arbeidet 19,2 % i perioden , kan vi konstruere et tall på måneder i arbeid ut fra andelen som er i jobb 10,1 i % Vi 9,6 tar % da som utgangspunkt at andelen 10,8 % som er i arbeid i 2009, 8,6 % 10 % 7,4 % 6,8 % har vært lik i hele perioden Dette er selvsagt ikke ideelt. 4,0 % Personer 5,1 % som er i jobb i referanseuka i 2009, kan ha vært ledige i hele eller deler av perioden i for- og 0 % etterkant, og sykdom i arbeidsledighetsperioder kommer ikke med. Ser vi på sysselsettingsstatistikken for aldersgruppen år i perioden , ligger andelen sysselsatte noe høyere i 2009 enn i de andre årene i perioden, med unntak av I 2009 lå sysselsettingsgraden i denne gruppen på 86 prosent. Året med lavest sysselsettingsgrad i perioden var 2003, der andelen sysselsatte var 82,9 prosent (Statistisk sentralbyrå, 2012). Samtidig kan noen som har vært i arbeid og blitt sykemeldt i perioden , ha blitt uføre eller være uten arbeid i referanseuka i 2009, og dermed ikke være blant de sysselsatte på dette tidspunktet. Med forbehold om disse tingene, er sysselsetting i referanseuka i 2009 likevel det beste anslaget vi har for å beregne antall måneder i jobb i perioden Dersom alle i en gruppe er i arbeid hele perioden, vil personene i gruppen i snitt ha vært i A: Avbrutt førstegangsutdanning B: Allmennfaglig vgs. som voksen C: Yrkesfaglig vgs. som voksen D: Omvalg til/forbedring av allmennfag for høyere E: Omvalg til yrkesfag F: Nytt yrkesfag G: Kun grunnskole H: Allmennfaglig vgs. som ungdom I: Yrkesfaglig vgs. som ungdom

16 16 arbeid i 120 måneder hver. Dersom bare halvparten har vært i arbeid, vil snittet være 60 måneder, osv. Deler vi det estimerte antallet måneder med sykefravær på dette tallet, får vi et mål på hvor mange måneder gjennomsnittspersonen har vært syk for hver måned vedkommende har vært i arbeid. Siden dette gir små, og ikke særlig intuitive, tall ganger vi resultatet med 30. Da får vi antall dager sykefravær per måned i arbeid. Etter disse regneoperasjonene får vi et noe annet bilde enn tabell 4 gir (se figur 1). Vi ser at når vi fordeler sykefraværet på andelen som er i jobb i 2009, er det gruppe A som kommer dårligst ut. For hver måned i arbeid hadde personene her nesten tre dager med sykepengemottak. Gruppe C har 2,5 dager med sykepenger, mens gruppe B har 2,2 dager. Til sammenligning har gruppe G, de med kun grunnskole, 2 dagers sykefravær i perioden. Med forbehold om usikkerheten knyttet til det å bruke andelen som er i arbeid i 2009 som mål på om man har vært i arbeid i perioden , ser altså det å ta videregående for første gang som voksen ikke ut til å gi lavere sykefravær. Gruppene som har tatt en ny videregående utdanning som voksne, gruppene D, E og F, har lavere fravær enn de med kun grunnskole, men høyere fravær enn de som har tatt videregående utdanning som unge uten å ta videregående som voksen. Gruppenes ulike tilbøyelighet til å ha tatt eller å være i høyere utdanning kan være en medvirkende faktor til forskjellene, både fordi personer som studerer, ikke har rett på sykepenger (med mindre de jobber ved siden av studiene), og fordi de som har høyere utdanning, ofte har andre yrker enn de med grunnskole- og videregående utdanning. Tabell 5 viser sannsynlighetene for at personer i de ulike gruppene har fullført eller er i høyere utdanning ved utgangen av 2009, kontrollert for bakgrunnsvariablene. Ideelt sett skulle vi inkludert høyere utdanning i regresjonsmodellen for sykepengemottak, men disse sannsynlighetene gir i hvert fall et bilde av situasjonen. Gruppe H er gruppen der personene har størst sannsynlighet for å ha tatt eller å være i høyere utdanning, og dette er også gruppen med lavest sykefravær. Det nest laveste sykefraværet finner vi hos gruppe I, men her er sannsynligheten for å ha tatt høyere utdanning betydelig lavere enn i andre grupper med høyere sykefravær gruppene D, E og B. Også i referansegruppa, der sannsynligheten for å ha fullført eller å være i høyere utdanning er beregnet til 0,5 prosent, er fraværet lavere enn i gruppe B, som har 27 prosent sannsynlighet for høyere utdanning. Det er godt mulig at dette kan skyldes et spesielt høyt sykefravær blant de i gruppe B som ikke har tatt høyere utdanning, mens de som har tatt høyere utdanning, har lavere sykefravær enn gruppe G, Tabell 5 Estimert sannsynlighet for å være i eller ha fullført høyere utdanning i 2009, fordelt på grupper. 3 Estimert sannsynlighet for å være i eller å ha fullført høyere utdanning i 2009 Referansegruppe = Gruppe G: Kun grunnskole 0,5 % A: Avbrutt førstegangsutdanning 9,6 % *** B: Allmennfaglig vgs. som voksen 27,3 % *** C: Yrkesfaglig vgs. som voksen 5,1 % *** D: Omvalg til/forbedring av allmennfag for høyere utd. 39,2 % *** E: Omvalg til yrkesfag 21,1 % *** F: Nytt yrkesfag 9,9 % *** H: Allmennfaglig vgs. som ungdom 67,1 % *** I: Yrkesfaglig vgs. som ungdom 13,0 % *** *** = signifikant forskjellig fra referansegruppe på 0,1 %-nivå 3 Som tabellen viser, var én prosent i denne gruppa i høyere utdanning i Ettersom dette er snakk om personer uten studiekompetanse, må vi anta at disse enten har vært gjennom en realkompetansevurdering, eller at de deltar på en fagskoleutdanning, som ikke krever generell studiekompetanse.

17 17 men vi kan ikke si noe bestemt om dette ut fra våre data. Også gruppene A og C har Referansegruppe = G: Kun grunnskole: 2,0 en viss andel med høyere utdanning, og likevel høyere sykefravær enn gruppe G. 3,5 3 2,5 2,9 2,2 2, Uførepensjon, tidsbegrenset uførepensjon og medisinsk 2,0 2 1,6 1,7 1,6 rehabilitering 1,5 1 Som nevnt, viser forskning en sterk negativ korrelasjon mellom utdanning og mottak 0,5 av uførepensjon. Økt utdanningsnivå er forbundet med lavere sannsynlighet for uførhet. 0 Vi ønsker å se på om dette også gjelder de som tar utdanning som voksne. Ved å gjennomføre regresjonsanalyser av sannsynlighet for å være ufør m.m. ønsker vi å undersøke om det er noen forskjell mellom gruppene A til F, H og I og G. Figur 2 viser sannsynligheten for å være ufør m.m. i Vi ser at sannsynligheten for å være ufør m.m. er 10,8 prosent for referansegruppa, når vi kontrollerer for bakgrunnsvariablene. Gruppe A har høyest sannsynlighet, med 19,2 prosent. Sannsynligheten for gruppene B og C er henholdsvis 10,1 og 9,6 prosent. Som når det gjaldt sykepengemottak, ligger gruppene D, E og F, de som har videregående som unge, og tar mer videregående som voksne, i et mellomsjikt mellom de som tok videregående kun som unge, og de som tok videregående for første gang som voksne. A: Avbrutt førstegangsutdanning B: Allmennfaglig vgs. som voksen C: Yrkesfaglig vgs. som voksen D: Omvalg til/forbedring av allmennfag for E: Omvalg til yrkesfag F: Nytt yrkesfag G: Kun grunnskole 1,1 H: Allmennfaglig vgs. som ungdom 1,3 I: Yrkesfaglig vgs. som ungdom Figur 2 Sannsynligheten for å være ufør m.m. i 2009 for de ulike gruppene, kontrollert for bakgrunnsvariabler* 50 % Referansegruppe = G: Kun grunnskole: 10,8 % 40 % 30 % 20 % 19,2 % 10 % 10,1 % 9,6 % 8,6 % 7,4 % 6,8 % 10,8 % 4,0 % 5,1 % 0 % A: Avbrutt førstegangsutdanning B: Allmennfaglig vgs. som voksen C: Yrkesfaglig vgs. som voksen D: Omvalg til/forbedring av allmennfag for høyere E: Omvalg til yrkesfag F: Nytt yrkesfag G: Kun grunnskole H: Allmennfaglig vgs. som ungdom I: Yrkesfaglig vgs. som ungdom * Gruppe A, C, D, E, F, H og I er signifikant forskjellige fra referansegruppen (gruppe G) på 0,1 %-nivå. Gruppe B er signifikant forskjellig fra referansegruppen på 1 %-nivå. Her ser det altså til at videregående utdanning som voksen har en viss positiv effekt på uførhet m.m. Forskjellen mellom de som fullførte videregående for første gang som voksne og de som kun har grunnskole, er imidlertid ikke stor. De som tok videregående om igjen som voksne, gruppene D, E og F, har lavere sannsynlighet for å bli uføre m.m. enn de som tok videregående for første gang som voksne, men høyere enn for de som tok videregående som unge.

18 18 Igjen skulle vi gjerne ha kontrollert for det å være i eller ha tatt høyere utdanning, men må nøye oss med å sammenligne sannsynligheten for å være ufør m.m. med sannsynligheten for å ha tatt eller være i høyere utdanning. Sammenligner vi de ulike sannsynlighetene for å være ufør m.m. og å være i/ha tatt høyere utdanning (tabell 5), ser vi at utdanningslengde trolig ikke kan forklare alle forskjellene mellom gruppene. Eksempelvis har gruppene G og B har omtrent lik uføresannsynlighet. Men mens gruppe G har svært lav sannsynlighet for høyere utdanning, er sannsynligheten for å ha eller være i høyere utdanning i gruppe B, på 27,3 prosent. Muligens er det slik at det er de som ikke har tatt høyere utdanning i gruppe B, som trekker opp uføreandelen, men igjen blir dette et spørsmål vi ikke kan besvare ut fra våre data Oppsummering av effektene av videregående utdanning Det ser ut til at det å fullføre videregående utdanning som voksen for første gang ikke gir lavere sykepengemottak enn å ha kun grunnskole. Dette står i motsetning til Kristensen og Skippers rapport (2009), der man fant lavere sykefravær blant de som hadde tatt videregående utdanning som voksne. Det er mulig at de ulike funnene skyldes at vi ser på effekten av videregående utdanning for voksne i et lengre perspektiv enn Kristensen og Skipper gjør i sin rapport. Kanskje har det å ta videregående utdanning som voksen en positiv effekt på sykepengemottak på kort sikt, mens dette faller bort på lengre sikt. Når det gjelder uførhet, ser vi at det å fullføre videregående som voksen gir mindre sannsynlighet for å bli ufør. Dette gjelder både for yrkesfag og for allmennfag. I begge analysene ser vi at det å avbryte videregående utdanning som voksen uten å ha fullført dette før (dvs. gruppe A), gir et dårligere utfall enn å kun ha grunnskole. De som har videregående skole fra før, og tar mer videregående skole som voksne (gruppene D, E og F), havner i en mellomposisjon mellom de som fullfører videregående for første gang som voksne, og de som fullførte som unge uten å ha tatt noe mer videregående utdanning etter dette. Hvorfor oppnår ikke de som tar videregående utdanning som voksne, lavere sykefravær og mindre uførhet enn de gjør? Selv om utdanningslengde kan ha en innvirkning både når det gjelder sykepengemottak og uførhet, ser dette ikke ut til å kunne forklare alle forskjellene mellom gruppene. Grupper som har tatt videregående som voksne, mottar sykepenger lenger, og har høyere sannsynlighet for å være uføre m.m. enn grupper som tok videregående som unge, selv der sannsynligheten for å ha tatt høyere utdanning er høyere i den førstnevnte gruppen. En faktor som kan spille inn, er at helseproblemer kan være noe av årsaken til at man tar videregående utdanning som voksen. Vi har prøvd å kontrollere for dette ved å inkludere sykepengemottak og uførhet i bakgrunnsvariablene våre, men det går selvfølgelig an å ha sviktende helse uten å være verken sykemeldt eller ufør. Kanskje er det noe av forklaringen på resultatene i gruppe B, som har høyere sykefravær enn gruppe G, og ikke så altfor mye lavere uføreandel, til tross for at alle har fullført videregående utdanning, og 27 prosent også har fullført høyere utdanning. En annen faktor kan være at det ikke er utdanningen i seg selv som gir bedre helse, men snarere jobbene man kan få med ulike utdanninger. Dersom man har tatt videregående eller høyere utdanning som voksen, får man kanskje likevel ikke de samme jobbene som de som tok tilsvarende utdanningen som unge.

19 VOX-SPEILET Effekter av andre variabler Mens fokuset i forrige kapittel var på effektene av ulike utdanningsvalg, vil vi i dette kapittelet se på hvilke forhold som har betydning for sykepengemottak og uførhet m.m. innenfor hver enkelt utdanningsgruppe. Vi har brukt de samme regresjonsmodellene og prosedyrene som over, og gjort regresjonsanalyser for gruppene hver for seg. Som resultat får vi regresjonskoeffisienter for den enkelte gruppe, og kan se hvor stor betydning ulike bakgrunnsvariabler har for hver av dem. Det kanskje mest interessante i disse gruppeanalysene er å se på betydningen av det å ha mottatt sykepenger eller være ufør forut for utdanningen på sykepengemottak i perioden , og sannsynlighet for å være ufør m.m. ved utgangen av Betydningen av de øvrige bakgrunnsvariablene kjønn, alder, om man er i arbeid i 1992, har lavinntekt i 1992, bostedskommune i 1992, foreldres utdanning og foreldres uførhet blir kort oppsummert mot slutten av kapittelet Sykepenger og uførhet m.m. Kan utdanning forbedre en situasjon preget av dårlig helse? Tabell 6 viser effekten av sykepengemottak og uførhet i 1992 på sykepengemottak i perioden , mens tabell 7 viser tilsvarende resultater for sannsynligheten for å være ufør m.m. i Sykepengemottak i 1992 og varighet av sykepengemottak i perioden Som tabell 6 viser, øker varigheten på sykepengemottaket i perioden for alle grupper dersom man mottok sykepenger i 1992, men det er store forskjeller mellom gruppene. Betydningen av sykepengemottak i 1992 ser ut til å være størst for gruppe H, der varigheten øker med 112 prosent dersom man mottok sykepenger i Gruppene I og F har også en stor økning 76 og 75 prosent. Gruppene C, D, E og G hadde mellom 51 og 57 prosent økning av varigheten for de som mottok sykepenger i 1992, mens gruppene B og A hadde minst økning, med henholdsvis 41 og 37 prosent. Ser vi på antallet måneder, legger vi merke til at de tre gruppene med størst økning i varighet dersom man hadde mottatt sykepenger i 1992, er de tre gruppene med kortest varighet av sykefravær. Som vist i tabell 3, hadde disse gruppene også det laveste antallet personer med sykepengemottak i perioden per 100 personer i arbeid i Dette kan kanskje tyde på en viss grad av polarisering innad i gruppene, der de som i utgangspunktet var friske i 1992, fortsatt er friske og har lavt fravær i perioden , mens de som var syke i 1992, fortsatt er syke, og med betydelig lengre fravær.

20 20 Tabell 6 Effektene av å ha mottatt sykepenger og å ha vært ufør i 1992 på sykepengemottak i perioden Antall måneder. Gruppe A Gruppe B Gruppe C Gruppe D Gruppe E Gruppe F Gruppe G Gruppe H Gruppe I Referanseperson 6,3 7,3 7,0 6,3 6,3 4,4 6,3 3,3 4,9 Antall måneder sykepenge mottak dersom man mottok sykepenger i 1992 Økning i varighet i antall måneder dersom man mottok sykepenger i 1992 Antall måneder sykepengemottak dersom man var ufør i 1992 Reduksjon i varighet i antall måneder dersom man var ufør i ,6*** 10,3*** 10,6*** 9,5*** 9,7*** 7,7*** 9,9*** 7,0*** 8,6*** 2,3 3,0 3,6 3,2 3,4 3,3 3,6 3,7 3,7 0,8*** 4,6** 2,4*** 2,8** 2,5* - 0,4*** 1,2*** 1,7*** 5,5 2,7 4,6 3,5 3,8 5,9 2,1 3,2 - = ikke signifikant forskjellig fra referansegruppe * = signifikant forskjellig fra referansegruppe på 5 %-nivå ** = signifikant forskjellig fra referansegruppe på 1 %-nivå *** = signifikant forskjellig fra referansegruppe på 0,1 %-nivå Ufør i 1992 og sykepengemottak Det å være ufør i 1992 gir som forventet mindre sykepengemottak i , ettersom en høy andel fortsatt er uføre i denne perioden, og dermed ikke i jobb. Alle gruppene bortsett fra gruppe F, de som tok et nytt yrkesfag som voksne, hadde et signifikant lavere sykepengemottak i perioden dersom de var uføre Den prosentvise reduksjonen av varigheten varierer, fra 94 og 87 prosent i gruppene G og A, til 37 prosent i gruppe B. Gruppene C, D, E, H og I hadde en reduksjon på mellom 56 og 66 prosent. For gruppe F er det ingen signifikant forskjell i sykepengemottak mellom de som var uføre i 1992 og de som ikke var det. Som vi vil se i analysen under av uførhet m.m., er dette den gruppen der det er minst sammenheng mellom å ha vært ufør i 1992, og å være ufør m.m. i Tabell 7 Effektene av å ha mottatt sykepenger og å ha vært ufør i 1992 på sannsynlighet for å være ufør m.m. i Sannsynlighet (forholdstall i parentes). Gruppe A Gruppe B Gruppe C Gruppe D Gruppe E Gruppe F Gruppe G Gruppe H Gruppe I Referanseperson 29,5 % 20,1 % 10,3 % 10,9 % 7,2 % 3,7 % 12,1 % 2,9 % 3,9 % Ufør i ,3 % (2,83)*** Mottok sykepenger i ,5 % (3,95)*** 31,5 % (1,57)*** 67,3 % (6,52)*** 17,2 % (1,67)*** 83,5 % (7,67)*** 55,5 % (7,70)*** 20,0 % (1,83)*** - 36,8 % (10,06)*** 75,2 % (6,20)*** 8,0 % (2,20)*** - 61,2% (20,86)*** 7,7 % (2,63)*** 63,9 % (16,43)*** 9,9 % (2,54)*** - = ikke signifikant forskjellig fra referansegruppe *** = signifikant forskjellig fra referansegruppe på 0,1 %-nivå Tabell 7 viser sannsynligheten for å være ufør ved utgangen av 2009 dersom man var ufør eller mottok sykepenger i 1992, sammenlignet med referansepersonen. Sannsynlighetene vises i prosent, mens tallene i parentes er forholdstall. De viser hvor mange ganger større sannsynlighet en person har for å være ufør m.m. i 2009 dersom vedkommende var ufør eller mottok sykepenger i 2009.