SNF-rapport nr. 23/05

Transkript

1 Sykefravær offentlg og prvat sektor av Margt Auestad SNF-prosjekt nr Endrng arbedsforhold Norge Prosjektet er fnansert av Norges forsknngsråd SAMFUNNS- OG NÆRINGSLIVSFORSKNING AS BERGEN, OKTOBER 2005 Dette eksemplar er fremstlt etter avtale med KOPINOR, Stenergate 1, 0050 Oslo. Ytterlgere eksemplarfremstllng uten avtale og strd med åndsverkloven er straffbart og kan medføre erstatnngsansvar.

2 ISBN Trykket versjon ISBN Elektronsk versjon ISSN

3 FORORD Denne rapporten er skrevet for Samfunns- og nærngslvsforsknng AS (SNF), og bygger all hovedsak på undertegnedes masteroppgave ved Insttutt for økonom, Unverstetet Bergen. Jeg takker Kjell Vaage og Espen Bratberg for verdfull velednng gjennom arbedet. Margt Auestad

4

5 INNHOLDSFORTEGNELSE Kapttel 1: Innlednng Bakgrunn Problemformulerng Oppgavens vdere oppbygnng... 4 Kapttel 2: Teoretsk bakgrunn og tdlgere studer Sykelønnsordnngen Sykefraværet Sykefravær og arbedsledghet Sammensetnngshypotesen Dsplnerngshypotesen Helsemessg forklarng Sykefravær et økonomsk perspektv Den neoklassske modellen for arbedstlbud Effektvtetslønnsteor Sykefravær og forskrng: Asymmetrsk nformasjon Tdlgere norske studer Tdlgere nternasjonale studer Kapttel 3: Emprsk spesfkasjon Paneldata Lneære paneldatamodeller Lneær fast effekt modell Lneær tlfeldg effekt modell Dskrete paneldatamodeller Fast effekt logtmodell... 24

6 3.3.2 Tlfeldg effekt probtmodell Fast versus tlfeldg effekt modeller Hausmantest Mer praktske krterer Kapttel 4: Databeskrvelse Datamateralet Varabler og deskrptv statstkk Avhengge varabler Forklarngsvarabler Kapttel 5: Regresjonsresultater Fast eller tlfeldg effekt? Resultater fra estmerng med fast effekt logtmodellen Tolknng av resultater Resultater fra estmerng med lneær fast effekt modell Tolknng av resultater Kapttel 6: Oppsummerng Ltteraturlste Appendks 1: Estmerng av fast effekt logt- og tlfeldg effekt probtmodeller Appendks 2: Regresjonsresultater fra tlfeldg effekt modeller Appendks 3: Utregnng av margnaleffekter... 68

7 Kapttel 1: Innlednng 1.1 Bakgrunn Etter en nedgang første halvdel av 1990 tallet har det vært en betydelg vekst sykefraværet fra 1994 tl Tall fra Rkstrygdeverket (RTV) vser at antall erstattede sykedager per sysselsatt har steget fra 8,1 dager 1994 tl 14 dager Folketrygdens årlge utgfter tl sykepenger har samme perode økt fra 10,4 tl 29,1 mllarder kroner. Det synes å være en prosyklsk sammenheng mellom sykefravær og arbedsledghet. I Norge er denne sammenhengen analysert av blant andre Askldsen et al. (2005), Dyrstad og Ose (2002) og Nordberg og Røed (2003). Utvklngen sykefraværet over konjunkturforløpet må ses sammenheng med flere og sammensatte årsaksfaktorer. To konkurrerende hypoteser, tllegg tl en ren helsemessg forklarng, er sammensetnngs- og dsplnerngseffekter. Kjernen sammensetnngshypotesen er at det samlede sykefraværet oppgangskonjunkturer er stgende ford personer med antatt dårlgere helse lettere får nnpass arbedsmarkedet når etterspørselen etter arbedskraft er høy. Dsplnerngshypotesen fokuserer på at terskelen for å ta ut sykmeldng heves nedgangskonjunkturer på grunn av frykt for ledggang og større avhengghet av nåværende arbedsplass når arbedsledgheten er stgende. Fgur 1.1 vser utvklngen antall erstattede sykepengedager per sysselsatt forhold tl arbedsledghetsraten for peroden 1990 tl Nyere tall fra Statstsk sentralbyrå (SSB) vser mdlertd en reduksjon sykefraværet fra 4. kvartal 2003 tl 4. kvartal 2004, og en ytterlgere reduksjon for 1. kvartal En av årsakene tl fallet sykefraværet kan tenkes å være avtalen om nkluderende arbedslv (IA avtalen) som ble nngått mellom regjerngen og partene arbedslvet En annen mulg forklarng er de nye sykmeldngsreglene som ble nnført 1. jul Dsse nneholder krav om tlretteleggng på arbedsplassen, og trusler om sanksjoner dersom kravene kke etterfølges. Sden analyseperoden denne studen strekker seg fra 1992 tl 2000, har v kke mulghet tl å analysere effektene av IA avtalen og julreformen. 1

8 16 7 Sykepengedager Arbedsledghet Sykepengedager per sysselsatt Arbedsledghet prosent År Fgur 1.1 Sykepengedager betalt av folketrygden per sysselsatt arbedstaker og arbedsledghet (AKU) målt prosent av arbedsstyrken Klde: RTV og SSB. Fallet sysselsettngen under lavkonjunkturen på begynnelsen av tallet førte tl en betydelg øknng arbedsledgheten. I den samme peroden vser fgur 1.1 en reduksjon antall erstattede sykepengedager. Øknngen sysselsettngen fra mdten av tallet, sammen med avtakende arbedsledghet, ble fulgt av en betydelg vekst sykefraværet. Fra 1998 har mdlertd både sykefraværet og arbedsledgheten vært stgende. Den prosyklske sammenhengen ser med dette ut tl å være brutt. En av årsakene tl at sykefraværet har fortsatt å stge tl tross for økende arbedsledghet kan være de mange omstllngsprosessene som har funnet sted arbedslvet de seneste årene. Effekten av omstllng på sykefravær er mdlertd kke entydg. For eksempel fnner Hemstrøm et al. (2003) at uro for omstllng på arbedsplassen har betydnng for det høye sykefraværet blant kommunalt ansatte Sverge, mens Guttormsen et al. (2002) konkluderer med at omstllng kan g redusert sykefravær på grunn av nærværspress og uskkerhet for fremtdg arbedsstuasjon. 2

9 1.2 Problemformulerng Dsplnerngshypotesen fokuserer på at det totale sykefraværet over konjunktursyklene påvrkes av atferden tl hver enkelt arbedstaker, og av deres ndvduelle bakgrunnskarakterstka. Ettersom betngelsene på arbedsmarkedet endres, påvrkes kostnadene ved å være borte fra jobb. Det antas at dsse ndvduelle kostnadene er lavere høykonjunkturer. Med andre ord er en mulg forklarng på den observerte sammenhengen mellom arbedsledghet og sykefravær redusert frykt for ledghet og redusert avhengghet av nåværende arbedsplass peroder med avtakende arbedsledghet. Samtdg er det en utbredt antakelse at ansatte offentlg sektor kan handle mer uavhengg av arbedsmarkedet enn ansatte prvat sektor. Det vl en slk sammenheng være nteressant å undersøke hvordan effekten av arbedsledgheten på sykefraværet henholdsvs offentlg og prvat sektor påvrkes når betngelsene på arbedsmarkedet endres. Spørsmål som ønskes belyst denne studen er: 1. Hvlken rolle spller arbedsledgheten for utvklngen av sykefraværet? Er effekten av ledgheten forskjellg prvat sammenlgnet med offentlg sektor? 2. Hvlken effekt har sektortlhørghet, samt andre ndvd- og bedrftskarakterstka på sykefraværet? Datamateralet som lgger tl grunn for denne studen er et fem prosents tlfeldg utvalg av ndvder den norske populasjonen som deltar arbedsstyrken. Tdsaksen strekker seg fra 1992 tl Det som hovedsak skller denne studen fra lgnende norske arbeder er den unke mulgheten tl å bruke koblede ndvd- og bedrftsdata. I tllegg tl de tradsjonelle ndvdkarakterstkkene, har v mulghet tl å undersøke effekter av ulke bedrftsvarabler. Dsse er konstruert ved å regne ut gjennomsnttsverder for ndvdene som jobber de respektve bedrftene. Dette gjør oss stand tl å kunne forklare sykefraværet både på grunnlag av kjennetegn ved ndvdene og kjennetegn ved bedrftene ndvdene jobber. Ved å konstruere nteraksjoner mellom ndvd- og bedrftsvarabler, kan v utnytte denne fordelen ytterlgere. 3

10 1.3 Oppgavens vdere oppbygnng Kapttel 2 omhandler studens teoretske bakgrunn samt tdlgere norske og utenlandske studer. I kapttel 3 presenteres analyseopplegget og de økonometrske modellene som benyttes regresjonsanalysen. En presentasjon av datamaterale, varabler og deskrptv statstkk er gtt kapttel 4. I kapttel 5 presenters og dskuteres regresjonsresultater. Avsluttende konklusjoner er samlet kapttel 6. 4

11 Kapttel 2: Teoretsk bakgrunn og tdlgere studer 2.1 Sykelønnsordnngen Henskten med folketrygdens stønadsordnnger er all hovedsak å skre økonomsk trygghet ved nntektstap som følge av sykdom og uførhet. Å bruke en del av de tlgjengelge økonomske ressursene tl nntektsskrng ved sykdom og uførhet er et kjennetegn ved alle ndustrland, men måten de offentlge forskrngsordnngene er organsert på varerer mellom landene. I et europesk perspektv har Norge et svært sjenerøst sykelønnsregelverk, men forskjellene mellom norske arbedstakeres rettgheter og rettghetene tl arbedstakere andre land Europa er kke så store som regelverket skulle tls. Mens v Norge har en felles offentlg sykelønnsordnng som gr lk deknngsgrad tl alle med nntektsgvende arbed, er prvate forskrngsordnnger form av avtaler mellom arbedstakere og arbedsgvere mer utbredt andre europeske land. 2 I Norge ble det allerede 1909 nnført en statlg sykeforskrng som gav både sykelønn og deknng av medsnsk behandlng for ndustrarbedere med lav lønn. Denne ordnngen hadde et svært begrenset omfang, men var lkefullt en vktg mlepæl, sden ansvaret for arbedstakernes nntektsskkerhet ble erkjent av poltske myndgheter. En sykepengeordnng som omfattet alle arbedstakere ble mdlertd kke nnført før Avtaler mellom arbedstakerere og arbedsgvere, forhandlet frem av fagforennger og forbund, gav ulke arbedstakergruppernger ulke rettgheter med alt fra null tl tre karensdager og lønnskompensasjon på 50 tl 100 %. Da sykelønnsordnngen slk v kjenner den dag ble nnført 1978, var den svært gunstg for landets lønnstakere sden den gav full lønnskompensasjon uten karensdager. Det speselle med den norske reformen var at den omfattet alle lønnstakere uavhengg av stllng, lønn, organsasjonsmedlemskap eller bedrftstlknytnng, og at kompensasjonsnvået var lkt for alle. 2 Se for eksempel Blksvær et al. (2002) for en overskt over sykelønnsordnnger utvalgte europeske land samt USA. 5

12 For å ha rett tl sykepenger fra folketrygden må en ha nntekt på mnst halvparten av folketrygdens grunnbeløp. 3 Arbedsgver betaler sykelønn de første 16 fraværsdagene. Arbedsgverperoden ble utvdet fra 14 tl 16 dager Sykelønnsordnngen slk v kjenner den dag gr 100 % lønnskompensasjon opp tl seks ganger folketrygdens grunnbeløp. Mange arbedstakere har mdlertd avtaler med arbedsgver om full lønn under sykdom uavhengg av om de tjener over denne grensen eller kke. For eksempel gjelder dette alle ansatte offentlg sektor. 1. jul 2004 ble det nnført nye regler ved sykemeldng. Endrngene folketrygdloven er en oppfølgng av IA avtalen, hvor formålet er en reduksjon det samlede sykefraværet på 20 % nnen utgangen av De nye reglene fokuserer på arbedsmulgheter og aktvtet, og formålet er å få de sykmeldte så raskt som mulg tlbake jobb. Arbedstaker har rett tl å bruke egenmeldng nntl tre dager. Denne retten kan benyttes nntl fre ganger løpet av en 12 måneders perode. Ansatte bedrfter som har IA avtale har rett tl å bruke egenmeldng nntl åtte dager. Ordnngen kan benyttes 24 dager løpet av 12 måneder. Ved fravær utover egenmeldng kreves sykmeldngsattest fra lege. Ved nnførngen av de nye reglene ble den tradsjonelle sykmeldngsattesten erstattet av attesten Medsnsk vurderng av arbedsmulgheter ved sykdom. Arbedsgver må nnen åtte uker utarbede en konkret oppfølgngsplan etter arbedsmljøloven sammen med den sykmeldte arbedstaker. Så langt det er mulg skal arbedsgver legge tl rette for og gjennomføre tltak som kan hjelpe den sykmeldte tlbake jobb. Hvs den sykmeldte kke er arbedsrelatert aktvtet nnen åtte uker, kreves en utvdet legeerklærng som dokumenterer at det er tungtveende medsnske grunner som hndrer aktvtet. Innen 12 uker skal trygdeetaten etterspørre oppfølgngsplanen. Dersom denne kke kan fremvses har trygdeetaten hjemmel det nye lovverket tl å legge arbedsgver en tvangsmulkt. Dersom det er tungtveende medsnske årsaker tl det, kan sykepenger ytes nntl 52 uker. Etter dette kan rehablterngs- og attførngspenger være aktuelle ytelser. Ved varg nedsatt arbedsevne på 50 % eller mer kan arbedstaker ha rett tl uførepensjon. 3 Grunnbeløpet tlsvarer per 1. ma 2005 kroner

13 2.2 Sykefraværet Utvklngen sykefraværet må ses lys av flere og sammensatte årsaksfaktorer. En av dsse er endrnger på arbedsmarkedet form av endrnger arbedsledgheten, som er hovedfokus denne studen og som v kommer tlbake tl påfølgende avsntt. Andre faktorer som antas å påvrke sykefraværet er omstllngsprosesser og endrnger arbedsmljø, demografske årsaker som endrng alderssammensetnngen befolknngen og blant de sysselsatte, endrnger normer og holdnnger som sykdomsoppfatnng og holdnnger tl trygd, endrnger lover og regelverk som nnstrammnger sykelønnsordnngen, og admnstratve forhold som legers sykmeldngsprakss (NOU 2000:27). Den mest åpenbare forklarngen på sykefravær er mdlertd å fnne den enkeltes helsetlstand. Befolknngens helsetlstand kan blant annet måles ved å se på utvklngen forventet levealder, ndvdenes egne vurdernger av helsetlstand og forekomst av ulke sykdommer. I følge tall fra SSB har forventet levealder har økt fra 74,4 tl 77,5 år for menn, og fra 80,4 tl 82,3 år for kvnner, fra første halvdel av 1990 tallet og frem tl Andelen med langvarg sykdom som opplever den som svært eller ganske hemmende hverdagen gått ned fra 36 % 1995, tl 32 % 1998 og 30 % Mens forekomsten av for eksempel kreftsykdommer har vært økende, er forekomsten av hjerte-karsykdommer betydelg redusert. Generelt kan v s at utvklngen folks helsetlstand har vært stabl med tendenser tl bedrng de sste årene. Selv om sykdom er den mest opplagte forklarngen på sykefraværet, fnnes det kke belegg for å hevde at forverrng av helsetlstanden solert sett kan forklare den øknngen sykefraværet v har sett fra mdten av tallet og frem tl Sykefravær og arbedsledghet Det presenteres dette avsnttet mulge hypoteser som kan forklare den observerte sammenhengen mellom sykefravær og arbedsledghet. Som fgur 1.1 antyder, synes det å være slk at sykefraværet går opp når arbedsledgheten går ned, og tlsvarende at sykefraværet reduseres når arbedsledgheten tltar. Hvordan kan denne trenden forklares? 7

14 2.3.1 Sammensetnngshypotesen I følge den såkalte sammensetnngshypotesen vl personer med antatt dårlgere helse lettere komme nn på arbedsmarkedet oppgangstder når etterspørselen etter arbedskraft er høy og arbedsledgheten er lav. En slk endrng av arbedsstyrkens sammensetnng vl følge denne hypotesen føre tl et større samlet sykefravær oppgangskonjunkturer. Tlsvarende vl personer med antatt dårlgere helse lettere bl skjøvet ut av arbedsmarkedet nedgangstder, og således bdra tl en reduksjon det samlede fraværet Dsplnerngshypotesen Dsplnerngshypotesen fokuserer på at arbedsledgheten vrker dsplnerende på arbedsstyrken gjennom frykt for ledggang og større avhengghet av nåværende arbedsplass. Terskelen for å ta ut sykmeldng heves når arbedsledgheten er høy, og sykefraværet reduseres. Denne mekansmen kan tenkes å slå nn uten at det er konkrete planer om nedbemannng på arbedsplassen. Det kan være tlstrekkelg at den økende arbedsledgheten skaper en vss uskkerhet om bedrftens fremtdsplaner og at de ansatte ønsker å redusere sannsynlgheten for oppsgelse. På samme måte vl sykefraværet være høyere peroder med lav arbedsledghet ford arbedstakerne da er mndre engstelge for å mste jobben. Rskoen for å mste jobben oppleves som mndre når arbedsledgheten er på ve nedover. En annen varant av denne dsplnerngsmekansmen er at ansatte føler et større ansvar når bedrften har problemer. Hypotesen om dsplnerngseffekter er utgangspunktet for den vdere analysen denne studen, og belyses vdere avsntt Helsemessg forklarng En tredje mulg forklarng på den observerte sammenhengen mellom sykefravær og arbedsledghet er en ren helsemessg effekt. Kjernen denne tlnærmngen er at økt produksjonsnvå oppgangskonjunkturer kan føre tl økt arbedsbelastnng for de ansatte form av større krav, høyere tempo og økt stressnvå, som gjen øker rskoen for 8

15 belastnngsskader og andre helseproblemer. Tlsvarende vl redusert produksjonsnvå nedgangskonjunkturer føre tl redusert sykefravær på grunn av lavere arbedsbelastnng. 2.4 Sykefravær et økonomsk perspektv I dette avsnttet presenteres økonomske forklarnger på sykefravær. I en økonomsk analyse av atferd tas det utgangspunkt at enkeltndvdene fatter beslutnnger under gtte ytre forhold. I sykefraværssammenheng betyr dette at v antar at det fnnes et element av vurderng ndvdenes valg om å gå på jobb eller kke, selv om v antar at helsetlstanden som lgger tl grunn for sykefraværet er eksogent bestemt. Omfanget av den ndvduelle vurderngen vl selvsagt varere alt etter hvor dårlg helsetlstanden er. V kan tenke oss to ytterpunkter form av ren skoft og en helsetlstand så dårlg at ndvdet vl være borte fra jobb uansett størrelsen av det økonomske tapet ved fravær. Det som vl være nteressant forhold tl økonomsk teor vl være ren skoft og tlfeller som befnner seg gråsoner mellom skoft og alvorlg sykdom Den neoklassske modellen for arbedstlbud V begynner dskusjonen av økonomske forklarnger på sykefraværet med en presentasjon av den neoklassske modellen for arbedstlbud. 4 Elementær økonomsk teor for arbedstlbud bygger på en forutsetnng om at det enkelte ndvd opptrer rasjonelt og nyttemaksmerende. Det antas den enkleste modellen at ndvdet har preferanser for konsum og frtd. Kostnaden ved å ta ut en tme frtd er den tapte arbedsfortjenesten. Økt arbedstd reduserer ndvdets frtd, men gr høyere nntekt og rom for høyere konsum. Indvdets optmale tlpasnng fnnes der den margnale nytten av frtd og den margnale nytten av konsum er lke. En lønnsøknng vl ha en tosdg effekt denne modellen. På den ene sden vl en lønnsøknng kunne føre tl en reduksjon ndvdets arbedstlbud. Dette på grunnlag av at frtd betraktes som et gode, og at en del av nntektsøknngen derfor benyttes tl å kjøpe seg mer frtd. På den andre sden kan en øknng lønnen føre tl en øknng arbedstlbudet ford høyere tmelønn 4 Slke modeller presenteres også for eksempel Allen (1981), Bratberg og Rsa (2000) og Dyrstad og Ose (2002). 9

16 fører tl en øknng den margnale avkastnngen av arbedsnnsatsen. Den samlede effekten av en endrng lønnssatsen er dermed ubestemt. Indvdets tlpasnng slk den er beskrevet tl nå, vl kun gjelde en stuasjon med fr tlpasnng uten økonomsk kompensasjon der det heller kke er sanksjoner forbundet med å være borte fra jobb. Hvs v tllegg antar at ndvdet står frtt tl å velge antall arbedstmer, kan ndvdet reparere et gtt msforhold mellom avtalte og ønskede arbedstmer ved å være borte fra jobb og oppg sykdom som årsak. Innførng av sykelønn en slk stuasjon vl føre tl en totalt sett lavere nnsats av arbedstmer sden alternatvkostnaden ved fravær er bltt lavere. Problemet med denne modellen er at full deknngsgrad slk v har Norge vl føre tl at ngen ndvder vl jobbe. Det nntektstapet fraværet medfører blr fullt ut kompensert av sykelønnen, og kostnaden ved å ta ut frtd er lk null. Tlpasnngen hvor ndvdet på margnen er ndfferent mellom å arbede mer eller ta ut mer frtd vl da være et punkt hvor antallet arbedstmer er lk null. Selv om v gjør modellen mer realstsk ved å ta hensyn tl at det fnnes en øvre grense på antall årlge egenmeldngsdager, kan den lkevel kke forklare hvorfor alle ndvdene kke bruker opp sn kvote. En utvdelse av modellen som gjør den mer realstsk og som gjør det mulg å forklare at alle kke bruker opp sn kvote, er å nnføre en ulempe ved sykefravær som kke er drkete knyttet tl tap av arbedsnntekt. En slk ulempe kan representeres ved en straffefunksjon. Utgangspunktet er en nyttefunksjon som ser at et ndvds nytte avhenger av konsum (x) og frtd (L), samt budsjettrestrksjonen [ h ( 1 k) A] P( A, U ) x = 0 W (2.1) A er antall sykefraværstmer, W er reallønnsraten, h er standard antall arbedstmer (normalarbedstd) og k er deknngsgraden ved sykefravær. Det er full nntektskompensasjon ved sykefravær dersom k=1, mens k=0 representerer en stuasjon uten sykelønn. Straffefunksjonen, P, avhenger av ndvdets sykefravær (A) og den aggregerte arbedsledghetsraten (U). Det antas at straffefunksjonen er konveks og stgende A, slk at både P A og 2 2 P A er postve. Vdere antas det at P ( 0, U ) = 0. 10

17 Når v nkluderer en slk straffefunksjon modellen er det for å ta hensyn tl at fravær er kostbart for bedrftene. I den sykelønnsordnngen v har Norge er det som kjent slk at det er arbedsgver som må betale sykelønn de første 16 fraværsdagene. Bedrftene kan redusere fraværet, og dermed kostnadene, ved å skape forventnng om reduserte bonuser, frynsegoder og karreremulgheter for ansatte med høyt sykefravær. Økt sannsynlghet for å mste jobben ved eventuelle nnskrenknnger bedrften er en annen vktg faktor. Straff form av redusert nntekt avhenger på denne måten av betngelsene på arbedsmarkedet ved at den potenselle straffen er høyere når arbedsledgheten er høy. Dermed har v at P U > 0 og 2 P A U > 0. En standard tdsrestrksjon ser at den totale tden ndvdene har tl rådghet deles mellom arbed og frtd. Gtt budsjettbetngelsen (2.1) og denne standard tdsrestrksjonen, gr maksmerng av nytten en førsteordensbetngelse som ser at den margnale substtusjonsraten mellom frtd og konsum er lk prsen på frtd, som er den samme som prsen på sykefravær. Basert på denne førsteordensbetngelsen kan v s at et ndvds sykefravær avhenger av lønn, deknngsgrad, arbedsledghet og arbedstd. Det vl s at (, k, U h) A = A W, (2.2) En øknng lønnen vl som beskrevet ovenfor ha en tosdg effekt på sykefraværet sden nntektseffekten og substtusjonseffekten trekker motsatt retnng av hverandre. Effekten av deknngsgraden og den aggregerte arbedsledghetsraten antas å være entydg henholdsvs postv og negatv, det vl s A k > 0 og A U < 0. Når det gjelder normalarbedstdens effekt på sykefraværet vl denne være postv så lenge den margnale nytten av frtd kke reduseres når konsumet går opp. Dsse resultatene er alle avhengge av antakelsen om at frtd (sykefravær) og konsum er normale goder. Sammenhengen mellom arbedsledghet og sykefravær står sentralt denne studen. Hvs v tar utgangspunkt modellen ovenfor, avhenger denne sammenhengen av straffefunksjonen. I det følgende antar v at straffefunksjonen er konveks arbedsledghetsraten, noe som betyr at en øknng arbedsledghetsraten gr høyere straff når arbedsledgheten er høy sammenlgnet med et lavere nvå på arbedsledgheten. Intutvt begrunner v dette med at ansatte som har 11

18 høyt sykefravær har høyere sannsynlghet for oppsgelse enn de med lavt fravær, og med at sannsynlgheten for å mste jobben stger med arbedsledghetsraten. Det er vanskelgere å skaffe seg ny jobb et arbedsmarked preget av høy ledghet, og derfor er det rmelg at straffen er høyere når nvået på arbedsledgheten er høyt Effektvtetslønnsteor Sykefraværet kan også forklares på bakgrunn av effektvtetslønnsteor. 5 Som kjent fra forrge avsntt representerer sykefravær en kostnad for bedrftene. Arbedsgver kan skre høyere nnsats og lavere fravær ved å tlby de ansatte gode lønns- og arbedsbetngelser. Dette vl gjøre tapet ved å mste jobben større. Det er vanskelgere å fnne ny jobb når arbedsledgheten er høy, og mulgheten for å bl arbedsledg vl vrke mer truende enn den vlle gjort en stuasjon med lavere arbedsledghet. Teor for effektvtetslønner tar utgangspunkt at bedrftene kke er stand tl å overvåke de ansatte og deres nnsats tl enhver td. Det bedrftene gjør, er å foreta stkkprøver, for så å s opp de som sluntrer unna. De ansatte bedrften har postve preferanser for lønn og negatve preferanser for nnsats. Den enkelte veer sn arbedsnnsats opp mot sannsynlgheten for å bl tatt for unnasluntrng og dermed oppsagt. Som nevnt tas det også hensyn tl sannsynlgheten for å få ny jobb ved en eventuell oppsgelse, slk at nnsatsen vl være høyere når arbedsledgheten er høy. Arbedsledgheten har på denne måten en dsplnerende effekt på arbedsstokken. En hovedtanke bak effektvtetslønnsteoren er at det kan lønne seg for arbedsgver å by opp lønnen for å skre full nnsats. Sykefravær kan denne sammenhengen betraktes som redusert nnsats. Dersom arbedstaker betaler en lønn som lgger over markedslønn, gs arbedstakerne et nsentv tl å yte full nnsats. Andre fordeler for bedrften kan være redusert gjennomtrekk av ansatte bedrften, samt at bedrften oppleves som attraktv og dermed tltrekker seg de best kvalfserte arbedstakerne. 5 Se for eksempel Shapro og Stgltz (1984). 12

19 2.4.3 Sykefravær og forskrng: Asymmetrsk nformasjon I et forskrngsperspektv 6 kan v s at sykelønnsordnngen forskrer arbedstakerne og bedrftene Norge mot nntektsbortfall ved sykdom. Arbedstakerne er forskret av bedrften ved kortere fravær, og av folketrygden ved lengre fravær. Ved lange fravær kan v s at bedrftene er forskret av folketrygden sden folketrygden overtar utbetalngen av sykelønn. I økonomsk teor defneres asymmetrsk nformasjon som tlfeller hvor kjøper og selger kke har perfekt og dentsk nformasjon om kvalteten på et produkt. I forbndelse med nntektsskrng ved sykdom kan v tenke oss at personlg helse er en slk faktor som det er vanskelg for forskrngstaker og forskrngskollektvet å ha samme nformasjon om. Et potenselt problem som kan oppstå på grunn av asymmetrsk nformasjon mellom forskrngstakerne og forskrngsselgerne går under navnet atferdsrsko. 7 Det fnnes to ulke typer atferdsrsko. Den ene oppstår ford en forskrngstaker gjennom å være tlknyttet en forskrngsordnng har mulghet tl å påvrke sannsynlgheten for at et forskrngstlfelle skal nntreffe uten at forskrngskollektvet kan observere forebyggngsaktvteten. Hvor relevant denne typen atferdsrsko er for ndvdene kan dskuteres. Når det gjelder bedrftenes rolle kan det mdlertd tenkes at dsse kan ha reduserte nsentver tl å forebygge fravær utover arbedsgverperoden sden ansvaret for forskrng ut over de først 16 fraværsdagene er tllagt folketrygden. En annen type atferdsrsko oppstår ford arbedstaker krever nntektskompensasjon tlfeller der det kke er opplagt, og heller kke fullt ut observerbart, om et forskrngstlfelle faktsk forelgger eller kke. Enkelte ldelser, som muskel- og skjelettplager og nakkeslengsplager, kan være speselt vanskelge for forskrngskollektvet avgjøre om kvalfserer tl for eksempel uføretrygd eller kke. Generelt sett så vl det alltd være slk at den enkelte sykmeldte, og eventuelt vedkommendes lege, har bedre kjennskap tl nødvendgheten og omfanget av et meldt sykefravær enn det arbedsgver og folketrygden har. Ulke former for egenandeler vl kunne forebygge slke atferdsproblemer som er omtalt ovenfor. I Norge ekssterer kke egenandeler for majorteten av lønnsmotakerne. Selv om folketrygden bare dekker nntekt opp tl seks ganger grunnbeløpet, betaler offentlge 6 Se for eksempel Askldsen et al. (2004) eller Bratberg og Rsa (2000). 7 På engelsk benyttes uttrykket moral hazard. 13

20 vrksomheter og mange prvate bedrfter full sykelønn også over dette nvået. Emprsk ser v at sykefraværet er høyere Norge enn for eksempel Sverge og Tyskland, som har nnslag av egenandeler sne sykelønnsordnnger. 2.5 Tdlgere norske studer Mastekaasa og Olsen (1996) undersøker fraværsmønstre blant ansatte staten. Datamateralet består av ndvder av dsse er ansatt NSB, mens resten er fordelt på 112 statlge kontorer. Utgangspunktet for analysen er om, og eventuelt hvlken grad, kjønnsforskjeller sykefravær kan tlbakeføres tl at kvnner og menn har ulke stllnger ved forskjellge kontorer. Resultatene bekrefter at kvnner har betydelg høyere sykefravær enn menn, og at dette også gjelder ved sammenlgnng av kvnner og menn samme stllng ved samme kontor. Det kommer også frem at sammensetnngen av kvnner og menn har sammenheng med fraværet, og at det er nnen yrker med jevn fordelng av kvnner og menn at en fnner det laveste fraværet. Fraværet er høyere både typsk kvnne- og mannsdomnerte yrker, og resultatet er særlg entydg for kvnner. Askldsen, Bratberg og Nlsen (2000) bruker sykmeldngsdata fra Norge når de undersøker om det er dsplnerng eller arbedsstyrkens sammensetnng som best forklarer langtdsfraværet. Dette gjøres ved å sammenlgne et år med høy arbedsledghet (1992) med et år da ledgheten var avtakende (1995). Sykefraværet var noe høyere 1995 enn Resultatene av studen gr ngen støtte tl hypotesen om at konjunkturvarasjoner sykefraværet kan forklares av sammensetnngseffekter, eller av såkalte margnale arbedstakere som kommer nn på arbedsmarkedet oppgangskonjunkturer. Snarere vser analysen at det er de såkalte stable arbedstakerne som deltar arbedsstyrken begge perodene som endrer atferd og øker sykefraværet. Dyrstad og Ose (2002) søker å dentfsere sammensetnngs- og dsplnerngseffekter emprsk ved å undersøke om endrnger arbedsledgheten vrker forskjellg på sykefraværet peroder med høy ledghet sammenlgnet med peroder med lav ledghet. I tllegg tl dette undersøker Dyrstad og Ose mulge kke-lneære effekter av endrnger sykelønnsordnngen. Ved bruk av den såkalte Smooth Transton Regresson modellen analyseres sykefraværet blant ndustrarbedere Norge peroden 1971 tl Resultatene gr støtte tl 14

21 dsplnerngshypotesen når det gjelder langtdsfraværet, men dette er noe mer uskkert når det gjelder korttdsfraværet. Verken dsplnerngs- eller sammensetnngseffekter synes å være tlstedeværende for kvnners korttdsfravær, mens det for mennene er så små effekter av arbedsledgheten at det kke er mulg å avgjøre om endrngene skyldes dsplnerng eller sammensetnng. Når det gjelder effektene av endrnger sykelønnsordnngen tolkes resultatene som at endrngene 1974, 1978 og 1984 først og fremst påvrker korttdsfraværet, og at det er dsplnerngseffekter som domnerer også denne sammenhengen. Nordberg og Røed (2003) bruker norske data fra Frschsenterets database når de evaluerer hvordan det økonomske mljøet påvrker sykefraværet. Det fokuseres speselt på utformngen av trygdeordnngene og endrnger konjunkturtlstandene. Nordberg og Røed undersøker hvlke faktorer som påvrker overgangen fra å være sykmeld tl enten å komme tlbake jobb eller gå over mer varge trygdeordnnger som rehablterng og uføretrygd. De fnner for det første at det er færre som kommer tlbake arbed og flere som blr sykmeldt på nytt oppgangskonjunkturer. For det andre konkluderes det med at sannsynlgheten for å komme tlbake arbed øker ved utgangen av den peroden man har rett tl full sykelønn, det vl s etter ett års fravær. Ose (2004) fokuserer på sammenhengen mellom sykefravær og arbedsmljø, og benytter data fra 326 norske prvate ndustrbedrfter. Når det gjelder arbedsmljø sklles det mellom omgvelser, fyssk og psykososalt arbedsmljø. Psykososalt arbedsmljø kan være vanskelg å måle, særlg på bedrftsnvå, sden det skal reflektere generelle forhold ved bedrften. Blant annet tlltsforhold mellom ansatte og nærmeste overordnede og mulghet tl å påvrke egne arbedsoppgaver er brukt som ndkatorer på det psykososale arbedsmljøet. I tllegg tl arbedsmljøndkatorene er antall ansatte, lønn, kommunevs arbedsledghet, overtdsarbed og omstllngsndkatorene flyttng, produksjonsendrng og permtternger benyttet regresjonene. Resultatene av analysen vser at støynvå og grad av ulykker og nestenulykker har særlg sterk effekt på langtdsfraværet. Effektene av arbedsmljø på korttdsfraværet er særlg drevet av støynvå og fyssk belastnng. Når det gjelder de økonomske varablene, ser det ut som at dsse er av sterkere betydnng for korttdsfraværet enn for langtdsfraværet. Et av hovedproblemene med å analysere arbedsmljø og fravær på bedrftsnvå, er at en vss andel av de ansatte kan være eksponert for vsse negatve arbedsmljøfaktorer og andre kke. 15

22 Askldsen, Bratberg og Nlsen (2005) undersøker sammenhengen mellom sykefravær og arbedsledghet ved bruk av paneldata. Ved å bruke kommunevs arbedsledghet som mål på arbedsledgheten de lokale arbedsmarkedene fnnes en ganske klar negatv effekt av arbedsledgheten på sannsynlgheten for å ha sykefravær betalt av folketrygden ett gtt år. Når utvalget begrenses tl kun de som deltar arbedsstyrken over hele observasjonsperoden 1990 tl 1995, de såkalt stable arbedstakerne, blr effekten enda klarere. Dette tolkes som at også de stable arbedstakerne reagerer på endrnger arbedsledgheten, og følgelg at den prosyklske varasjonen sykefraværet kke er drevet av sammensetnngseffekter. 2.6 Tdlgere nternasjonale studer Johansson og Palme (1996) analyserer ved hjelp av svenske tverrsnttsdata fra 1981 hvordan ndvduelle økonomske nsentver påvrker sykefraværet. Resultatene av den emprske analysen vser at fraværet blant menn reduseres når de ndvduelle kostnadene ved fravær øker. I tllegg undersøkes effekter av endrnger sykelønnsordnngen fra 1990 tl Dette er speselt nteressant på grunnlag av at deknngsgraden ble redusert fra 90 tl 60 % for de første tre fraværsdagene og fra 90 tl 80 % fra dag fre tl dag 89, og at arbedsledgheten økte fra 1,5 tl 2,7 % denne peroden. Resultatene vser en betydelg reduksjon sykefraværet som ble rammet av endrngen kompensasjonsnvået, det vl s fravær nntl 89 dager. Også endrngene ledghetsraten vser seg å ha en sgnfkant negatv effekt på fraværet. Barmby, Ercolan og Treble (2002) gjør en sammenlgnng av fraværsatferden n land ved hjelp av tverrsnttsdata fra Luxembourg Employment Study (LES), og fnner at sammenhengene mellom sykefravær og alder, kjønn og andre sosoøkonomske faktorer lten grad varerer mellom landene, selv om fraværsprosentene er svært forskjellge. For eksempel er sykefraværsprosenten Sverge 6,31, mens den Svets er 1,78. De fnner at kvnner de fleste landene har høyere fravær enn menn, og at eldre arbedstakere er mer borte fra jobben enn yngre arbedstakere. Det er helse- og sosalsektoren som har det høyeste fraværsnvået de aller fleste landene, og arbedstakere som har vært lenge samme jobb er mer syke enn de som er relatvt nylg ansatt. Barmby og Stephan (2000) undersøker sammenhengen mellom sykefravær og bedrftsstørrelse ved hjelp av to tyske paneldatasett som nneholder nformasjon om ndvder og 16

23 bedrfter tdsrommet 1984 tl 1990 (med unntak av 1989). Effekten på antall årlge sykefraværsdager estmeres ved hjelp av tlfeldg effekt modeller. I tllegg tl bedrftsstørrelse er det kontrollert for sosale bakgrunnsvarabler som for eksempel alder, nntekt og antall barn under 3 år. Utgangspunktet for analysen er en antakelse om at store bedrfter har høyere fravær lkevekt sden det potenselle produksjonstapet ved fravær er lavere store bedrfter sden dsse kan forskre seg mot et slkt tap tl en lavere kostnad enn mndre bedrfter. Barmby og Stephan fnner sne emprske analyser støtte for at fraværet er høyere jo flere ansatte det er bedrften. Effekten av bedrftsstørrelse er særlg sterk for kvnner og for ndustrarbedere ( blue collar workers ). Hemstrøm, Marklund og Szücs (2003) analyserer organsatorske faktorers betydnng på årsaken tl den store varasjon langtdssykefraværet mellom ansatte ulke kommuner Sverge. Resultatene vser speselt at personalets uro for omorganserng har betydnng for andelen med lange sykmeldngsperoder. Den svake sammenhengen mellom kommunale langtdssykemeldnger og arbedslvsfaktorer som psykske krav, autonom og sosalt mljø setter kke spørsmålstegn ved at stress, redusert kontroll over arbedet og mstrvsel øker sykefraværet, men dsse faktorene er av lke stor betydnng alle kommuner, og kan derfor kke bdra tl å forklare de store forskjellene mellom kommunene. Hesselus (2003) undersøker ved hjelp av svenske paneldata om en arbedstakers sykefravær påvrker rskoen for å bl arbedsledg. Resultatene av studen ndkerer at en øknng antall fravær så vel som en øknng vargheten av fraværene er assosert med større rsko for arbedsledghet, og at rskoen er større for kvnner enn for menn. Dsse resultatene mplserer at de arbedstakerne med mnst fravær har større sannsynlghet for å få beholde jobben nedgangstder, og dette kan gjen være en forklarng på det aggregerte prosyklske fraværsmønsteret Sverge. Ara og Thourse (2005) baserer seg på svenske paneldata over årene 1989 tl 1999 når de undersøker om det er dsplnerng eller endrnger arbedsstyrkens sammensetnng som drver de observerte prosyklske varasjonene sykefraværet. Andelen av mdlertdge arbedskontrakter tjener som tlnærmng for margnale arbedstakere. En postv korrelasjon mellom andel mdlertdge kontrakter og sykefraværet gr støtte tl sammensetnngshypotesen, mens en negatv sammenheng tolkes tl fordel for dsplnerngshypotesen. Ara og Thourse fnner denne studen en negatv sammenheng. De konkluderer med at både nsentv og 17

24 seleksjonsmekansmer kan være av betydnng over td, men at det sannsynlgvs er nsentveffekten som domnerer. 18

25 Kapttel 3: Emprsk spesfkasjon I regresjonsanalysen som blr presentert kapttel 5 vl v benytte både en dskret og en lneær økonometrsk modell. Ved hjelp av den dskrete modellen vl v estmere sannsynlgheten et gtt ndvd har for et nytt sykepengetlfelle betalt over folketrygden. Antall sykedager betalt av folketrygden vl v estmere ved hjelp av en lneær modell. Datasettet som lgger tl grunn for denne analysen er et paneldatasett. Innlednngsvs dette kaptlet gjøres det rede for bruk av paneldata. Vdere presenteres de paneldatamodellene som er benyttet regresjonsanalysen. 3.1 Paneldata 8 Et paneldatasett nneholder gjentatte observasjoner på et vsst antall enheter over td. Observasjonene er ordnet som flere tverrsntt en tdssere, og paneldata kan på denne måten ses på som en kombnasjon av tverrsntts- og tdsseredata. En åpenbar fordel med å bruke paneldata er at dataene varerer over to dmensjoner, både over ndvder og over td, og at dette kan bdra tl mer presse estmatorer enn rene tverrsntts- eller tdssereundersøkelser. En annen vktg fordel er at paneldata gjør det mulg å kontrollere for uobservert ndvduell heterogentet mellom ndvdene. Uobservert ndvduell heterogentet er uobserverte egenskaper ved ndvdene som har effekt på den avhengge varabelen, men som kke fanges opp datamateralet. I denne sammenhengen vl nformasjon om dagnoser, tdlgere sykdom eller ndvdenes helsetlstand generelt være eksempler på uobserverte ndvduelle egenskaper ved ndvdene som har effekt på sykefraværet, men som det kke fnnes nformasjon om datamateralet. Når v bruker paneldatamodeller kan v på ulke sett kontrollere for dsse uobserverte egenskapene. 8 Fremstllngen dette avsnttet bygger hovedsak på Verbeek (2000). 19

26 3.2 Lneære paneldatamodeller Den avhengge varabelen, Y t, angr ndvd s erstattede 9 fraværsdager et gtt år t, og kalles sykedager. Generelt kan v skrve en dekomponerng av effekten på sykefraværet som E ( Y ) pr( Y > 0 ) E( Y Y > 0) t = t t t, der det første leddet etter lkhetstegnet representerer effekten på sannsynlgheten for erstattet fravær, og det andre leddet representerer vargheten av det erstattede sykefraværet gtt at dette er større enn null erstattede dager. V står overfor to valg med hensyn tl hvordan v behandler den lneære avhengge varabelen. Det ene alternatvet er å betnge regresjonene på den lneære avhengge varabelen på antall erstattede sykedager > 0. Men det kan tenkes stuasjoner der endrng en varabel forårsaker økt sannsynlghet for sykefravær, men redusert varghet. Hvs v estmerer E ( > 0) Y t Y t, vl v nkludere flere ndvder (flere Y > 0), men med kortere fraværsperoder. V kan da komme t tl å konkludere med at sykefraværet er negatvt korrelert med nevnte varabel, noe som synes urmelg dette (tenkte) tlfellet. I regresjonen som presenteres kapttel 5 har v derfor valgt å nkludere alle observasjoner uavhengg av verd på antall erstattede sykedager år t. V tolker dermed antall erstattede sykepengedager som forventet antall dager for et tlfeldg ndvd utvalget, og kke som forventet antall erstattede sykedager for et ndvd utvalget som har rapportert å ha mnst en erstattet sykedag år t. Den lneære modellen fanger derfor opp begge effektene, både endret sykmeldngstlbøyelghet og endret antall erstattede sykedager Lneær fast effekt modell Y t = µ + βx + ε (3.1) t t 9 Med erstattet sykefravær menes sykefravær betalt av folketrygden. 20

27 ε t er et felledd og µ er en ndvdspesfkk komponent som fanger opp alle uobserverte egenskaper ved ndvdene, nkludert helse. β er en vektor av parametere som måler effekten av forklarngsvarablene X t. I den lneære fast effekt modellen behandles µ som et determnstsk konstantledd. I denne modellen kan det kontrolleres for uobservert ndvduell heterogentet ved at gjennom en transformasjon. 10 µ elmneres Denne transformasjonen går korte trekk ut på at de ndvdspesfkke gjennomsnttene trekkes fra modellen (3.1), slk at v får ( Y Y ) = β ( X X ) + ( ε ε ) t (3.2) t t De ndvdspesfkke gjennomsnttene er regnet ut som T K t= 1 t K = for K = T Y, X,ε (3.3) Sden µ er konstant over td, er µ µ =. µ elmneres fra modellen sden µ µ = 0 Resultatet av en slk fast effekt transformasjon er at tdskonstante komponenter kke kan estmeres drekte. Fast effekt modellen kan estmeres med fast effekt estmatoren ( βˆ FE ). For at βˆ FE skal være forventnngsrett og konsstent 11 kreves strengt eksogene forklarngsvarabler, det vl s ngen korrelasjon mellom forklarngsvarablene vektoren X t og komponentene felleddet ε t. Fast effekt estmatoren er mdlertd robust overfor eventuell korrelasjon mellom X t og µ. 10 Det fnnes også andre tlnærmnger, for eksempel førstedfferanser. 11 En estmator ses å være forventnngsrett dersom estmatorens forventnngsverd er den samme som populasjonsverden. Konsstens krever at estmatoren konvergerer sannsynlghet mot populasjonsparameteren ettersom antall ndvder og tdsperoder øker (uten grenser). 21

28 3.2.2 Lneær tlfeldg effekt modell Y = α + β + µ + ε (3.4) t X t t I den lneære tlfeldg effekt modellen nngår den ndvdspesfkke komponenten felledd sammen med ε t. V har wt t µ et = µ + ε. Det er en vanlg antakelse økonometrske modeller at faktorer som har effekt på den avhengge varabelen, men som kke nngår som forklarngsvarabler, kan samles et felledd. µ behandles som tlfeldg trukket fra en gtt fordelng. Når v så estmerer parameterne fra denne fordelngen, reduseres antall estmerbare parametere betydelg sammenlgnet med den lneære fast effekt modellen. Typsk antar v at µ er dentsk og uavhengg fordelt, og følger en normalfordelng med forventnng lk null og varans lk σ µ. Den totale varansen tl felleddet er σ µ + σ ε. Kovaransen er σ µ. I en lneær tlfeldg effekt modell vl ethvert gtt felledd ethvert annet gtt felledd w t nødvendgvs være korrelert med w s for det samme ndvdet, sden µ er den samme for hvert år. Dette er det samme som å s at kovaransen mellom felleddene over td kke er null. Hvordan kan en slk modell estmeres? Estmerng med vanlg mnste kvadraters metode (MKM) gr en forventnngsrett og konsstent estmator, gtt at µ og ε t er gjensdg uavhengge og uavhengge av serekorrelasjonen felleddene over td gjør MKM estmatoren neffsent. X t. Problemet er at For å kunne estmere en lneær tlfeldg effekt modell må v altså ta hensyn tl at de uobserverte ndvdspesfkke felleddskomponentene er korrelert over td. Et alternatv er å gjøre en transformasjon på felleddet, for så å bruke generalsert MKM på den transformerte modellen. Det kan vses at den transformerte modellen kan skrves som ( Y θy ) = β ( X θx ) + ( w θw ) t (3.5) t t 22

29 θ gr et mål på de relatve størrelsene på varansen tl felleddskomponenten som varerer både over ndvder og td ( σ ), og varansen tl felleddskomponenten som er konstant over td ( σ ). Det kan vses at 2 µ 2 ε θ = 1 Tσ σ 2 ε 2 µ + σ 2 ε (3.6) Et problem med tlfeldg effekt estmatoren ( βˆ TE ) er at forutsetnngen om uavhengghet mellom forklarngsvarabler og uobserverbare ndvdspesfkke egenskaper prakss ofte er urmelg. Det er mulg å teste for uavhengghet mellom X t og µ ved hjelp av en såkalt hausmantest. Dette kommer v tlbake tl senere kaptlet. Først ser v på dskrete valgmodeller. 3.3 Dskrete paneldatamodeller Det som skller en dskret fra en lneær modell er at den avhengge varabelen en dskret modell kun kan anta to eller flere dskrete, gjensdg utelukkende kategorer. Når v skal analysere effektene på sannsynlgheten for erstattet fravær, kaller v den avhengge varabelen syk. Dette er en dskret bnær avhengg varabel som har kategorene syk/kke syk, som refererer tl om ndvd har eller kke har hatt erstattet fravær observasjonsåret t. V betegner ndvd s tlbøyelghet tl erstattet sykefravær år t som * Y t. Modellen skrver v som Y = β + µ + ε * t X t t (3.7) * Y t representerer et ndvd s dfferanse nytte mellom erstattet fravær og kke erstattet fravær år t. Sden denne nyttedfferansen kke kan observeres, defnerer v en ndkatorvarabel som måler om ndvd har erstattet fravær år t eller kke. Denne skrver v som 23

30 * 1 Yt > 0 Y t = (3.8) * 0 Yt 0 Dersom erstattet fravær observeres, tolkes dette som en ndkasjon på at dfferansen nytte er postv. Den øvrge notasjonen er den samme som (3.1). V har Pr * ( Yt = 1 X t ) = pr( Y > 0 X t ) = F( β X t + µ + ε t ) t (3.9) Lknngen ser at sannsynlgheten for Y = 1, det vl s syk, avhenger av forklarngsvarablene X t, samt de uobserverte ndvduelle egenskapene t µ Fast effekt logtmodell I fast effekt logtmodellen, hvor µ antas å være et determnstsk konstantledd, er både β og µ ukjente parametere som skal estmeres. V skrver modellen som ( βx t + µ ) ( βx + µ ) exp Pr ( Y t = 1 X t ) = Λ( βx t + µ ) (3.10) 1+ exp t Λ () betegner en kumulatv logstsk fordelng. Som andre kke-lneære modeller estmeres fast effekt logt modellen ved hjelp av sannsynlghetsmaksmerngsprnsppet. Intutvt kan v s at estmerng av fast effekt logt modellen er betnget på ndvder som har både 0 og 1 på den avhengge varabelen løpet av observasjonsperoden. De ndvdene som kun har verden 0, noe som betyr at de kke har hatt erstattet sykefravær noen av årene, og de ndvdene som kun har verden 1, det vl s ndvder med mnst ett erstattet sykefravær hvert år, utelates fra modellen. Sammenlgnet med tlfeldg effekt probt modellen får v derfor et mndre utvalg når v estmerer fast effekt logtmodellen. Se for øvrg appendks 1 for nærmere detaljer om estmerng av fast effekt logtmodellen. 24

31 3.3.2 Tlfeldg effekt probtmodell Som det lneære tlfellet, består felleddet tlfeldg effekt probtmodellen av både µ og ε t. I modellen nedenfor er derfor wt = µ + ε. t ( Y = 1 X ) = φ( βx + w ) Pr (3.11) t t t t V antar at ε t er dentsk og uavhengg normalfordelt med forventnng lk null og varans lk en. Vdere antar v at µ er dentsk og uavhengg fordelt med forventnng lk null og varans 2 lk σ µ. På grunn av den ndvdspesfkke heterogenteten µ vl w t være korrelert nnen ndvder over td. Denne korrelasjonen kan v uttrykke som Corr 2 σ t (3.12) 1 + σ µ ( w, ws, t s) = 2 µ Dersom v gnorerer korrelasjonen felleddet, og bruker en standard probt sannsynlghetsmaksmerngsmodell, får v konsstente, men kke effsente estmatorer. Se appendks 1 for nærmere detaljer om estmerng av tlfeldg effekt probtmodellen. Som den lneære tlfeldg effekt modellen, er en krtsk antakelse også tlfeldg effekt probtmodellen at kovaransen mellom forklarngsvarablene og den uobserverte ndvdspsesfkke heterogenteten må vær lk null for å skre konsstente estmatorer. 3.4 Fast versus tlfeldg effekt modeller Tl nå har v sett at et vktg sklle paneldatamodeller går mellom modeller der µ betraktes som en fast ndvdspesfkk effekt som skal estmeres, og modeller der µ betraktes som en stokastsk ndvdspesfkk felleddskomponent. Hvordan skal v velge mellom fast og tlfeldg effekt modeller? 25

32 3.4.1 Hausmantest V kan betrakte fast og tlfeldg effekt som én og samme modell, der den eneste forskjellen er antakelsen om Cov (, ) være ulke gtt at µ. Dette mplserer at fast og tlfeldg effekt estmatorene kun vl X t Tσ σ 2 ε 2 2 µ + σ ε 0 (3.13) V ser også at dfferansen mellom βˆ FE og βˆ TE vl bl mndre og mndre ettersom T øker. Hausman (1978) ntroduserte en test for nullhypotesen om at nullhypotesen aksepteres er både effsent. Under den alternatve hypotesen ( (, ) 0) nkonsstent. X t og µ er ukorrelert. Dersom βˆ FE og βˆ TE konsstente estmatorer, men βˆ TE er mest Cov µ X t er FE βˆ konsstent, mens βˆ TE er Mer praktske krterer Det ekssterer praktske så vel som statstske krterer for valg av fast eller tlfeldg effekt modeller. Generelt kan det ses at fast effekt modeller er av størst nteresse dersom enhetene er trukket fra et lte utvalg, dersom utvalg er tlnærmet lk populasjon, eller dersom en ønsker å estmere µ. Tlfeldg effekt modeller er av størst nteresse tlfeller hvor utvalget er trukket fra en stor populasjon, eller analyser der effekten av tdskonstante varabler er av stor betydnng. Et annet moment denne sammenhengen er at tlfeldg effekt modeller har en tendens tl å g mer statstsk sgnfkante resultater enn fast effekt modeller. Årsaken er at antallet parametere som skal estmeres er lavere tlfeldg effekt modeller, noe som gjør av mer av den totale varasjonen data kan brukes tl estmerng av β. Generelt kan v s at fast effekt modeller utnytter varasjonen nnen ndvdene over td, men ser bort fra varasjon mellom ndvdene, mens tlfeldg effekt modeller utnytter varasjonen data både nnen og mellom ndvdene, og 26

33 at de gjør dette på en effsent måte. Dette forutsetter mdlertd at modellbetngelsene er oppfylt. I tllegg spller endogentetsspørsmålet en vktg rolle valget mellom fast og tlfeldg effekt modeller. I mange tlfeller kan det være vanskelg å utelukke avhengghet mellom forklarngsvarabler og uobserverte ndvduelle egenskaper på bakgrunn av et rent ntutvt resonnement, og fast effekt modeller vl derfor foretrekkes. 27

34 Kapttel 4: Databeskrvelse 4.1 Datamateralet Datamateralet som benyttes denne oppgaven er admnstratve regsterdata tlrettelagt for forsknng av SSB. Mer presst er det her snakk om et fem prosents randomsert utvalg fra populasjonsflene på den sentrale databasen. Utvalget består av nærmere tlfeldg trukne ndvder alderen 16 tl 74 år. Tdsaksen strekker seg fra 1992 tl Panelet er balansert, noe som betyr at alle ndvdene er nkludert regsteret alle årene. En naturlg konsekvens er at alle ndvdene er åtte år eldre 2000 enn de var Data nneholder detaljert bakgrunnsnformasjon om ndvdene og deres deltakelse arbedslvet, samt en rekke bedrftsvarabler som er konstruert ved å regne ut gjennomsnttsverder for ndvdene som jobber de respektve bedrftene. Kombnasjonen av ndvd- og bedrftsdata gr en unk mulghet tl nteressante og nyskapende resultater, sden majorteten av tdlgere analyser av sykefravær er basert på rene ndvd- eller bedrftsdata. Sykefraværet som er regstrert datamateralet er fraværsdager som er betalt over folketrygden. Det fnnes ngen nformasjon om korttdsfraværet vårt datasett, det vl s fravær som kke overstger arbedsgverperoden. 12 Arbedsgverperoden ble, som kjent, utvdet fra 14 tl 16 dager For hele observasjonsperoden under ett er antall erstattede sykedager per sysselsatt gjennomsntt 6,21 dager, mens andelen som har en eller flere erstattede fraværsdager er 14,18 %. Fguren under vser utvklngen gjennomsnttlg antall erstattede fraværsdager og prosentandel med erstattet fravær utvalget for hvert år 1992 tl Fra 2000 er alt legemeldt sykefravær, det vl s sykefravær som overstger tre dager, regstrert datamateralet. 28

35 Erstattede sykedager År Andel med erstattet sykefravær Fgur 4.1 Antall erstattede sykedager per sysselsatt (søyler) og prosentandel med erstattet sykefravær utvalget (kurve). Gjennomsnttsverder hvert år I fguren ser v at sykefraværet, både målt gjennomsnttlg antall erstattede sykedager per sysselsatt og som gjennomsnttlg prosentandel med erstattet fravær, jevnt over har vært stgende utvalget over hele observasjonsperoden. Unntaket er en lten nedgang andelen med erstattet fravær fra 1992 tl Den største øknngen det erstattede sykefraværet ser v fra 1999 tl 2000, da gjennomsnttlg antall erstattede sykedager økte fra 8,6 tl 11,5 dager og andelen med erstattet fravær økte fra 16,5 tl 19,7 %. I tabellen under ser v på forskjeller sykefravær mellom kvnner og menn utvalget for hele observasjonsperoden samlet. Tabell 4.1 Gjennomsnttlg antall erstattede sykedager per sysselsatt og prosentandel med erstattet sykefravær. Kvnner og menn Observasjoner Fravær dager Prosentandel med fravær Kvnner ,44 18,18 Menn ,45 11,02 V ser at kvnner datasettet har betydelg høyere sykefravær enn menn. Det fnnes flere og sammensatte forklarnger på hvorfor kvnner har høyere sykefravær. En av dsse er den 29

36 såkalte dobbeltarbedshypotesen. 13 Kjernen denne hypotesen er at kombnasjonen av yrkesaktvtet og omsorgsoppgaver hjemmet har en negatv effekt på kvnners helse. Det er kjent at kvnner gjennomsntt bruker mer td enn menn på daglg husholdnngsarbed. 14 Det er også hevdet at bologske forhold kan være en del av forklarngen på forskjellene kvnners og menns fraværsatferd. 15 I følge tall fra SSBs levekårsundersøkelse for 2002 opplever flere kvnner enn menn sykdom som høy grad påvrker hverdagen, flere kvnner enn menn opplyser at de er utsatt for varg sykdom, og flere kvnner enn menn har hatt kontakt med sn prmærlege de sste 12 månedene. En annen forklarng kan tenkes å være basert på den sterke kjønnssegregerngen det norske arbedsmarkedet. Det at kvnner og menn stor utstreknng arbeder ulke yrker og sektorer gjør at de belastnnger og jobbkrav som stlles arbedsmljøet varerer over kjønnene. En sektor som ofte trekkes frem denne sammenhengen er plee- og omsorgssektoren, hvor kvnner er overrepresentert, og de fysske og mentale kravene er høye, og hvor det er store belastnnger knyttet tl tdspress. Tabell 4.2 Antall erstattede fraværsdager og prosentandel med erstattet fravær. Gjennomsnttsverder Observasjoner Fravær dager Prosentandel med fravær Offentlg sektor ,67 14,76 Prvat sektor ,91 13,79 V ser at det erstattede sykefraværet gjennomsntt er noe høyere offentlg enn prvat sektor. Dette gjelder både prosentandel som har mnst en sykedag betalt av folketrygden og antall fraværsdager betalt av folketrygden. I fgur 4.3 ser v på utvklngen antall erstattede sykedager per sysselsatt offentlg og prvat sektor fra 1992 tl Se for eksempel Bratberg et al. (2002) 14 Klde: SSB, Tdsbruksundersøkelsen Se for eksempel Øverås (1997) 30

37 14 Erstattede sykedager per sysselsatt Offentlg sektor Prvat sektor År Fgur 4.2 Utvklng gjennomsnttlg antall erstattede fraværsdager per sysselsatt fra 1992 tl 2000 offentlg og prvat sektor. V ser, som fgur 4.1, at sykefraværet jevnt over er stgende for hele peroden 1992 tl Unntaket er en lten nedgang offentlg sektor fra 1992 tl Mens v utvalget ser en øknng sykefraværet prvat sektor allerede fra 1992, vser aggregerte tall (jf. fgur 1.1) en avtakende trend frem tl Etter 1994 vser mdlertd også de aggregerte tallende en stgende trend. Ellers ser v at det erstattede sykefraværet per sysselsatt er høyere offentlg enn prvat sektor alle årene. Speselt legger v merke tl overgangen fra 1999 tl 2000, der sykefraværet går fra å være relatvt jevnt fordelt over sektorene, tl en tlstand med betydelg høyere sykefravær offentlg sektor. Tl nå har v sett at kvnner utvalget gjennomsntt har høyere sykefravær enn menn, og at ansatte offentlg sektor gjennomsntt har høyere sykefravær enn ansatte prvat sektor. I tabell 4.3 ser v på sykefraværet for kvnner og menn offentlg og prvat sektor. 31

38 Tabell 4.3 Antall erstattede sykedager og prosentandel med erstattet sykefravær. Gjennomsnttsverder for kvnner og menn offentlg og prvat sektor Kvnner Menn Obs. Fravær dager Andel med fravær Obs. Fravær dager Andel med fravær Offentlg ,43 18, ,73 8,73 Prvat ,46 17, ,71 11,85 Når v først fokuserer på kvnner og menn, ser v at sykefraværet blant kvnner er relatvt lkt fordelt over sektorene, men at fraværet målt gjennomsnttlg antall erstattede sykedager er noe høyere prvat sektor, mens andelen med erstattet sykefravær er noe høyere offentlg sektor. Blant menn er forskjellene mellom sektorene betydelg større. Det gjennomsnttlge antallet erstattede sykedager er omtrent en dag høyere prvat sektor, mens prosentandelen med erstattet fravær er 8,73 % offentlg sektor og 11,85 % prvat sektor. I tabell 4.2 og fgur 4.3 så v at sykefraværet var høyest offentlg sektor, både når v betraktet hele peroden 1992 tl 2000 under ett, og når v så på enkeltårene hver for seg. Det v fnner tabell 4.3 når v skller mellom kvnner og menn er dermed vesentlg forskjellg fra det v tdlgere har sett. Speselt gjelder dette for menn. Nå v så fokuserer på offentlg og prvat sektor, ser v for det første at antall erstattede sykedager er vesentlg høyere for kvnner offentlg sektor enn for menn offentlg sektor. Faktsk er har kvnner offentlg sektor gjennomsntt mer enn dobbelt så mange erstattede sykedager som menn offentlg sektor. Når det gjelder andelen med erstattet fravær har 18,35 % av kvnnene som er ansatt offentlg sektor hatt en eller flere erstattede sykedager. Den tlsvarende andelen for menn offentlg sektor er 8,73 %. Også prvat sektor er det erstattede sykefraværet betydelg høyere blant kvnner enn blant menn, både når det gjelder antall dager og andel med erstattet fravær. I fgur 4.1 har v sett at sykefraværet utvalget har vært stgende for hvert år observasjonsperoden med unntak av en lten reduksjon andelen med erstattet fravær fra 1992 tl I fgur 4.2 ser v på utvklngen den kommunevse arbedsledghetsraten utvalget for hvert år

39 6 5 Arbedsledghet År Fgur 4.3 Utvklng kommunevs arbedsledghet målt prosent av den regstrerte arbedsstyrken. Gjennomsnttsverder V ser at ledgheten stger fra 1992 tl 1993, for så å avta frem tl Fra 1998 tl 2000 ser v gjen en stgnng. Når v sammenfatter med utvklngen sykefraværet, fnner v at sykefraværet er prosyklsk frem tl Fra 1998 tl 2000 ser v at både arbedsledgheten og sykefraværet utvalget er stgende. Den prosyklske trenden er altså brutt. 4.2 Varabler og deskrptv statstkk I dette avsnttet presenteres varablene som vl bl brukt regresjonsanalysen påfølgende kapttel. V ser også på deskrptv statstkk. Dskusjoner rundt forklarngsvarablenes forventede fortegn er basert på tdlgere studer og økonomsk teor Avhengge varabler Syk og sykedager: Som beskrevet kapttel 3 skller v mellom sannsynlghet for et nytt sykepengetlfelle og antall erstattede sykedager. Den avhengge varabelen syk er en dummyvarabel som ndkerer at ndvdet har hatt sykedager betalt over folketrygden år t, mens den avhengge varabelen 33

40 sykedager er en kontnuerlg varabel som angr antall sykedager betalt over folketrygden år t Forklarngsvarabler Arbedsledghet: Generelt defneres arbedsledghet som dfferanse mellom antall personer arbedsstyrken og antall sysselsatte personer. Arbedsledgheten er et mål på slákheten arbedsmarkedet, og varerer over konjunkturene økonomen (NOU 2000:27). Varabelen arbedsledghet er her defnert som kommunevs arbedsledghet målt prosent av den regstrerte arbedsstyrken. Sykefraværet har vst seg å være høyere peroder med lav arbedsledghet, og lavere peroder med høy arbedsledghet. Tdlgere emprske studer 16 har vst en negatv sammenheng mellom arbedsledghet og sykefravær. V er nteressert å undersøke om effekten av ledghet på sykefravær avhenger av hvlken sektor ndvdene jobber, og har derfor konstruert nteraksjonsvarabelen prvat*ledghet. Dsplnerngshypotesen hevder at sykefraværet er lavere nedgangskonjunkturer ford arbedstakerne opplever rskoen for, og konsekvensene av, å mste jobben som større. Når v vdere tar hensyn tl antatt lavere konjunkturfølsomhet for arbedsplassene offentlg sektor, vl v undersøke om en margnal øknng arbedsledghetsraten fører tl en sterkere reduksjon av sykefraværet prvat sammenlgnet med offentlg sektor. Prvat sektor: Prvat sektor er en dummyvarabel som ndkerer at ndvdet jobber prvat sektor. Ved hjelp av denne varabelen ønsker v å undersøke effekten på sykefraværet av å jobbe prvat sektor. V har defnert offentlg sektor som bestående av nærngene: - Vannforsynng, kloakk og renovasjonsvrksomhet - Undervsnng - Helse- og sosaltjenester - Offentlg admnstrasjon, sosalforskrng og forsvar 16 For eksempel Askldsen et al. (2005) og Nordberg og Røed (2003). 34

41 - Offentlg forretnngsdrft og offentlg ede foretak - Annen offentlg tjenesteytng I prvat sektor nngår nærngene: - Olje- og gassutvnnng og bergverksdrft - Industr - Kraftforsynng - Bygge- og anleggsvrksomhet - Varehandel, hotell- og restaurantvrksomhet - Transport og kommunkasjon - Fnansell tjenesteytng, forskrng og eendomsdrft - Annen prvat tjenesteytng I gjennomsntt er 60 % av ndvdene utvalget ansatt prvat sektor. Når v skller mellom kvnner og menn, fnner v at 44 % av kvnnene og 73 % av mennene jobber prvat sektor. Det er en generell antakelse at arbedsplassene offentlg sektor kke er lke konjunkturutsatte som arbedsplassene prvat sektor. Dette henger tett sammen med de ulke oppgavene som utføres de to sektorene. Som et utgangspunkt kan v s at det offentlg sektor produseres fellestjenester som all hovedsak er fnansert gjennom skatter og avgfter, mens det prvat sektor produseres varer og tjenester med det formål å oppnå høyest mulg proftt. På denne måten vl økonomske konjunkturer ha sterkere vrknng på arbedsplassene prvat sektor. Nærngene olje- og gassutvnnng og bergverksdrft, ndustr samt bygge- og anleggsvrksomhet er antatt å være blant de mest konjunkturutsatte nærngene prvat sektor. V har sett at den lokale arbedsledghetsraten har vært avtakende over størsteparten av observasjonsperoden. Det v er nteressert å undersøke er om ansatte prvat sektor tllater seg et høyere sykefravær enn ansatte offentlg sektor når betngelsene på arbedsmarkedet bedres. Et bekreftende resultat vl være tråd med hypotesen om at større og mndre grad av dspln blant arbedstakerne forklarer den observerte prosyklske sammenhengen mellom sykefravær og arbedsledghet. 35

42 Alder: Varabelen alder er defnert som alder år t. I utvalget er 79 % av ndvdene mellom 30 og 55 år, mens 10 % er yngre enn 30 år og 11 % er eldre enn 55 år. V forventer utgangspunktet at høy alder vl øke sykefraværet. Det synes kke urmelg å anta at eldre vl være mer dsponert for vsse sykdommer, for eksempel hjerte- og karsykdommer. I tlegg kan en tenke seg at de som har vært lenge arbed med høy belastnng kan være mer utsatt for sltasjeskader. En eventuell negatv effekt kan mdlertd forklares ved hjelp av at eldre arbedstakere kan tenkes å være mer lojale mot arbedsplassen og sne kollegaer enn yngre arbedstakere. De som er eldre har kanskje vært lenge samme bedrft og føler et større ansvar enn de som har lavere ansenntet. I tllegg må det tas hensyn tl at de som fortsatt deltar arbedsstyrken når de nærmer seg pensjonsalder har sterke preferanser for å være arbed. I datasettet er alle ndvdene nkludert alle årene, og en arbedstaker som var 56 år 1992 og 64 år 2000, og som fortsatt deltar arbedsstyrken, regnes som en såkalt stabl arbedstaker. I følge sammensetnngshypotesen beskrevet kapttel 2, vl det være de ustable arbedstakerne som bdrar at sykefraværet stger når arbedsledgheten avtar. De ustable arbedstakerne har antatt dårlgere helse, og kalles ustable ford de kommer nn på arbedsmarkedet oppgangskonjunkturer, og skyves ut av arbedsmarkedet når konjunkturene peker nedover. Imdlertd fnner for eksempel Askldsen et al. (2005) ngen støtte for at det er de ustable arbedstakerne som drver det prosyklske sykefraværet. For å fange opp en eventuell kke-lneær effekt av alder, vl v regresjonene også nkludere et annengradsledd, alder 2. Utdannng: Varabelen utdannng angr antall år med utdannng hvert enkelt ndvd har. En kan tenke seg at høy utdannng tl en vss grad kan være en ndkator på varerte og utfordrende arbedsoppgaver, samt lav fyssk belastnng sammenlgnet med yrker som kke krever høyere utdannelse. Det forventes dermed negatvt fortegn på utdannngsvarabelen. Inntekt: Varabelen nntekt er målt som pensjonsgvende nntekt 1000 norske kroner. På samme måte som høy utdannng, kan også høy nntekt tjene som en ndkator på varasjon, faglg utfordrng og lav fyssk belastnng arbedslvet, og v forventer dermed et negatvt fortegn 36

43 også på denne varabelen. I tllegg må nntektseffekten ses sammenheng med den sykelønnsordnngen v har Norge. Folketrygdens gr full lønnskompensasjon for årlg nntekt mellom 0,5 og 6 ganger folketrygdens grunnbeløp, som per ma 2005 tlsvarer en nntekt på mellom og kroner årlg. Stuasjonen dag er mdlertd at mange arbedstakere har avtaler med arbedsgver om full sykelønn også over 6G. Blant annet gjelder dette alle offentlg ansatte Norge. Med henskt å undersøke forskjeller nntektseffekten på sykefraværet offentlg og prvat sektor, har v konstruert et en nteraksjonsvarabel kalt prvat*nntekt. Deltd: Dummyvarabelen deltd ndkerer at ndvdet jobber mndre enn 20 tmer per uke. Dersom v antar at beslutnngen om sykefravær nneholder en vss grad av valgfrhet, og dersom v antar at en slk beslutnng kan være basert på andre faktorer enn sykdom, kan sykefravær være et mulg botemddel på et eventuelt msforhold mellom preferanser for arbed og frtd. De som jobber deltd har utgangspunktet mer frtd tl rådghet, og vl dermed ha lavere sykefravær enn de som jobber heltd. Det er mdlertd også en mulghet at beslutnngen om å jobbe deltd er korrelert med helse. Dersom dette er tlfellet vl resultatet blr en øknng sykefraværet. prvat*deltd er en nteraksjonsvarabel v har konstruert for å kunne undersøke eventuelle forskjeller effekten av deltd på sykefraværet offentlg og prvat sektor. Gft og tdlgere gft: Hvlken effekt har svl status på sykefraværet? Dummyvarabelen gft ndkerer at ndvdet lever ekteskap eller partnerskap, mens dummyvarabelen tdlgere gft ndkerer at ndvdet er sklt eller separert fra ekteskap eller partnerskap, er enke eller enkemann. Å leve ekteskap eller partnerskap forventes å redusere sykefraværet. Dette på grunnlag av at det å være to tl å dele på husarbed, omsorgsoppgaver, syke barn og kke mnst utgfter kan tankes å ha en helsebrngende effekt som kan redusere sykefraværet. Det motsatte vl da kunne være tlfellet for de som lever alene. I tllegg kan sklsmsseprosessen seg selv tenkes å være en belastnng som kan føre tl helsesvkt. Det vl også være av nteresse å undersøke kjønnsforskjeller mellom gfte og tdlgere gfte med hensyn på forsørgeransvar og arbedsdelng hjemmet. I tabellen under ser v på gjennomsnttsverder og standardavvk for kommunevs arbedsledghet og ndvdvarabler for kvnner og menn offentlg og prvat sektor. 37

44 Tabell 4.4 Deskrptv statstkk for kommunevs arbedsledghet og ndvdvarabler Offentlg sektor Prvat sektor Kvnner Menn Kvnner Menn Gj.sntt St.avvk Gj.sntt St.avvk Gj.sntt St.avvk Gj.sntt St.avvk Arbedsledghet 4,13 1,40 4,15 1,39 4,09 1,40 4,11 1,40 Alder 44,92 9,14 45,11 9,26 43,43 9,83 42,31 9,76 Utdannng 12,00 2,96 13,41 3,40 10,64 2,30 11,35 2,62 Inntekt 179,00 88,54 257,81 134,04 188,29 98,25 280,16 163,03 Deltd 0,39 0,49 0,07 0,26 0,28 0,45 0,02 0,150 Gft 0,67 0,49 0,69 0,47 0,62 0,50 0,65 0,48 Tdlgere gft 0,16 0,37 0,12 0,35 0,17 0,38 0,10 0,30 Observasjoner V ser at alderen er noe høyere blant både kvnner og menn offentlg sektor. Vdere fnner v et noe høyere utdannngsnvå offentlg sektor, samt en betydelg forskjell nntekten mellom offentlg og prvat sektor. Det er også kjønnsforskjeller nntekten, og v ser at menn prvat sektor har den høyeste gjennomsnttsnntekten. Det er flest kvnner offentlg sektor som jobber deltd. Menn jobber sjelden deltd. I gjennomsntt jobber kun 2 % av mennene prvat sektor reduserte stllngsprosenter. V fortsetter med en presentasjon av bedrftsvarabler. Bedrftsstørrelse: Varabelen bedrftsstørrelse angr antallet ansatte de respektve bedrftene som er representert utvalget. Tdlgere emprske studer 17 vser økende sykefravær takt med økende bedrftsstørrelse. En av årsakene tl at v forventer et postvt fortegn på varabelen som angr antall ansatte bedrften, er en antatt lavere terskel for å ta ut sykmeldng større bedrfter, hvor konsekvensene av at èn ansatt er borte fra jobb kanskje er lavere enn bedrfter med få ansatte. Barmby og Stephan (2000) argumenterer for en øknng sykefraværet på grunn av at det potenselle produksjonstapet ved sykefravær antatt er lavere større bedrfter sden dsse kan forskre seg mot et slkt tap tl en lavere prs enn små bedrfter kan. V har konstruert en nteraksjonsvarabel kalt prvat*bedrstr for å kunne undersøke en eventuell forskjell effekten av bedrftsstørrelse på sykefraværet offentlg versus prvat sektor. 17 For eksempel Barmby og Stephan (2000). 38

45 Fraværsdager: Varabelen fraværsdager er defnert som det totale antallet fraværsdager en bedrft. Det nteressante med denne varabelen er at den ser noe om den såkalte fraværskulturen bedrften, og at den ser noe om hvordan denne fraværskulturen vrker på den enkeltes fravær. V antar at bedrfter som har et høyt totalt fravær har en annen fraværskultur enn bedrfter med lavt totalt fravær. I bedrfter med høyt fravær antar v at det fraværsnvået som oppleves som akseptabelt nnad bedrften er høyere enn det som er akseptabelt bedrfter med lavere fravær. Flere tdlgere studer har vst en postv sammenheng mellom bedrftenes fraværskultur og den enkelte ansattes sykefravær. 18 Det er en vss fare for at fraværsvarabelen kan være endogen, noe som betyr at den er korrelert med den avhengge varabelen. I dette tlfellet er det å betrakte som overveende sannsynlg at Y t og varabelen fraværsdager er korrelert, særlg for mndre bedrfter. Årsaken er at v kke kan se bort fra at det totale antallet sykedager en bedrft delvs er bestemt av det totale antallet sykedager et ndvd har ( det lneære tlfellet) eller sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle ( det dskrete tlfellet). I et forsøk på å unngå endogentetsproblemet, er regresjonene som blr presentert neste kapttel betnget på bedrfter med flere enn 30 ansatte. Kvnne- og mannsdomnert: For å kunne undersøke effekten på sykefraværet av kjønnsfordelngen på arbedsplassen, er varablene kvnnedomnert og mannsdomnert nkludert regresjonene. Varablene er konstruert som dummyvarabler hvor verden 1 oppnås dersom det er mer enn 75 % kvnner eller menn blant de ansatte den respektve bedrft. Fordelngen av kjønn antas å ha betydnng for arbedsmljøet en bedrft. Gjennom kjønnskulturen dannes uformelle regler for hvordan ulke oppgaver skal tolkes og utføres, og kjønnskulturen preger samarbedsforhold og beslutnngsprosesser. De gjeldende normer og regler som er defnert nnenfor sterkt kvnne- eller mannsdomnert arbedsmljøer, kan vrke lte nkluderende på de som kke passer nn. På denne måten kan redusert trvsel føre tl høyere sykefravær for ndvder sterkt kvnne- eller mannsdomnerte arbedsplasser. Ved å bruke slke varabler kan v for det første undersøke hvlken effekt kjønnsfordelng bedrften 18 Se for eksempel Martoccho (1994) eller Markham og McKee (1995). 39

46 på sykefraværet, og for det andre kan v undersøke om denne effekten varerer over kvnneog mannsdomnerte mljøer. Det er en overrepresentasjon av kvnner vsse yrker offentlg sektor, for eksempel nnen helse- og sosaltjenester. For å tllate effekten av å jobbe en kvnnedomnert å avhenge av sektor, har v konstruert en nteraksjonsvarabel kalt prvat*kvnnedom. Gjennomsnttsalder: Gjennomsnttsalder er en varabel som angr gjennomsnttsalderen for de ansatte en bedrft. På samme måte som for ndvdvarabelen alder, forventer v utgangspunktet at høy gjennomsnttsalder vl øke sykefraværet. Hovedargumentet for en slk effekt er at ndvdenes helse svekkes med årene, og dermed at sannsynlgheten for sykdom øker. En eventuell negatv effekt kan, som ndvdtlfellet, forklares på bakgrunn av seleksjon. De arbedstakerne som er det øvre alderssjktet, og som fortsatt deltar arbedsstyrken, har antatt bedre helse enn eldre arbedstakere med en mer ustabl tlknytnng tl arbedslvet. Gjennomsnttsnntekt: Gjennomsnttsnntekten blant de ansatte en bedrft er representert ved varabelen gjennomsnttsnntekt, og er målt 1000 norske kroner. Det forventes, på samme bakgrunn som ndvdtlfellet, utgangspunktet at høy nntekt vl føre tl redusert sykefravær på bakgrunn av antakelsen om at høy lønn er korrelert med varerte og utfordrende arbedsoppgaver, og lav fyssk aktvtet, som gjen antas å redusere sykefraværet. Deltdsandel: Andelen av de ansatte som jobber mndre enn 20 tmer per uke er representert ved varabelen deltdsandel. Hvs hvert ndvds beslutnng om å jobbe er et resultat av en avvenng mellom arbed og frtd, og frtd betraktes som et gode for ndvdet, kan v forvente at ndvder som jobber deltd, og følgelg har mer frtd, har lavere sykefravær. Altså forventer v, på samme bakgrunn som for ndvdvarabelen deltd, et negatvt fortegn på deltdsandelen bedrften. Det fnnes også faktorer som kan forklare en eventuell øknng sykefraværet av en øknng deltdsandelen bedrften. Eksempler er redusert deltakelse sosale nettverk, lavere følelse av tlhørghet, og tap av kontnutet arbedet. 40

47 Fordelen med å ha data både på ndvd- og bedrftsnvå er kke bare at v kan undersøke sder ved ndvdene og bedrftene hver for seg, men at v også kan koble dsse sammen og konstruere nteraksjonsvarabler mellom ndvd- og bedrftskjennetegn. Gml*ungbedrft: Den første ndvd-bedrft varabelen er kalt gml*ungbedrft, og undersøker effekten av å være gammel en bedrft hvor gjennomsnttsalderen er lav. Dummyvarabelen gml er defnert som alder over 51 år, mens dummyvarabelen ungbedrft er defnert som gjennomsnttsalder bedrften lavere enn 37,43 år. Dsse to grensene representerer den høyeste og den laveste kvartlen for henholdsvs ndvdets alder og gjennomsnttsalderen bedrften. Ved hjelp av denne nteraksjonsvarabelen kan v undersøke om det er ekstra sltsomt for (det som v her har defnert som) eldre arbedstakere å jobbe bedrfter med lav gjennomsnttsalder, eller om det vl være lettere ford det er flere unge som kan hjelpe tl med tunge tak og lgnende. Lav*høynntbedrft: For å kunne undersøke effekten å tjene lte en bedrft hvor gjennomsnttsnntekten blant de ansatte er relatvt høy, har v konstruert varabelen lavnnt*høynntbedrft. Lav nntekt er defnert som nntekt lavere enn kroner (lavest kvartl), mens høy nntekt bedrften er defnert som gjennomsnttsnntekt over kroner (høyeste kvartl). Hvs det er slk at noen få tjener lte, mens gjennomsnttet bedrften tjerner betydelg mer, forventes det et høyere fravær blant de som tjener lte. Dette kan ses sammenheng både med arbedsoppgaver, utdannng og arbedsmljø. Lønn kan være en vktg motvasjonsfaktor for mange arbedstakere, og det kan lett føles urettferdg å tjene lte en bedrft hvor gjennomsnttslønnen lgger vesentlg høyere. Dette kan gjen føre tl at en tllater seg et høyere fravær enn en ellers vlle gjort. 41

48 Tabell 4.5 Deskrptv statstkk for bedrftsvarabler og nteraksjonsvarabler mellom ndvd og bedrft Offentlg sektor Prvat sektor Kvnner Menn Kvnner Menn Gj.sntt St.avvk Gj.sntt St.avvk Gj.sntt St.avvk Gj.sntt St.avvk Bedrftsstørrelse 40,15 83,39 60,66 549,11 25,60 54,89 30,47 86,95 Fraværsdager 358,08 655,02 409, ,89 195,54 458,14 222,52 687,73 Kvnnedomnert 0,61 0,49 0,15 0,36 0,21 0,41 0,02 0,13 Mannsdomnert 0,02 0,13 0,21 0,41 0,16 0,37 0,60 0,49 Gj.snttsalder 43,09 4,73 43,73 4,61 40,29 6,20 40,16 5,48 Gj.snttsnntekt 146,03 43,76 173,89 55,17 157,36 69,52 186,32 65,59 Deltdsandel 0,37 0,24 0,21 0,18 0,32 0,26 0,13 0,17 Gml*ungbedrft 0,02 0,13 0,01 0,12 0,06 0,23 0,04 0,19 Lav*høynntbedrft 0,01 0,09 0,003 0,06 0,04 0,18 0,01 0,10 Observasjoner Gjennomsnttsverdene tabell 4.5 forteller oss at bedrftene offentlg sektor gjennomsntt har flere ansatte enn bedrftene prvat sektor. Det totale antall fraværsdager er høyere offentlge enn prvate bedrfter. Vdere ser v at menn gjennomsntt jobber større bedrfter enn kvnner gjør. Flere ndvder offentlg enn prvat sektor arbeder kvnnedomnerte bedrfter, mens flere ndvder prvat enn offentlg sektor arbeder mannsdomnerte bedrfter. Gjennomsnttsalderen bedrften er, som ndvdtlfellet, noe høyere offentlg sektor. Gjennomsnttsnntekten bedrften er høyere prvat sektor, og høyere for menn enn for kvnner. Kvnner offentlge bedrfter representerer den høyeste deltdsandelen. V har nå presentert de varablene som vl bl benyttet regresjonene kapttel 5, samt rapportert deskrptv statstkk. Avslutnngsvs ser v på forskjeller gjennomsnttsverder mellom ndvder med og uten erstattet fravær observasjonsperoden. 42

49 Tabell 4.6 Gjennomsnttsverder for ndvder med og uten erstattet sykefravær observasjonsperoden Sykedager=0 Sykedager>0 Sykedager 43,81 Kvnne 0,42 0,57 Arbedsledghet 4,15 3,94 Prvat sektor 0,61 0,59 Alder 43,44 44,51 Utdannng 11,81 10,86 Inntekt 239,92 198,24 Deltd 0,16 0,22 Gft 0,66 0,63 Tdlgere gft 0,12 0,18 Bedrftsstørrelse 34,31 31,12 Fravær 242,53 352,91 Kvnnedomnert 0,21 0,31 Mannsdomnert 0,31 0,30 Gj.snttsalder 41,11 40,71 Gj.snttsnntekt 172,03 161,17 Deltdsandel 0,22 0,27 Gml*ungbedrft 0,03 0,04 Lavnnt*høynntbedrft 0,01 0,02 Observasjoner I gruppen med erstattet sykefravær ser v for ndvdvarablene blant annet at kvnneandelen, gjennomsnttsalderen og deltdsandelen er høyere, mens antall år med utdannng, nntekten og andelen ansatt prvat sektor er lavere. For bedrftsvarablene fnner v at det totale antallet fraværsdager, andel kvnnedomnerte bedrfter og deltdsandelen er høyere gruppen med erstattet fravær, mens bedrftsstørrelsen og gjennomsnttsnntekten er lavere. Gjennomsnttsverden for den lokale arbedsledghetsraten er lavere gruppen med mnst en regstrert erstattet sykedag. 43

50 Kapttel 5: Regresjonsresultater For å solere effekten av arbedsledghet og sektortlhørghet på sykefravær, er det modellene kontrollert for andre relevante forhold, både på ndvd- og bedrftsnvå. Varablene som er benyttet regresjonene er de samme som de som er beskrevet kapttel 4. Aggregert har den domnerende trenden over det meste av 1990 tallet vært avtakende arbedsledghet og stgende sykefravær (jf. fgur 1.1). I følge dsplnerngshypotesen, slk den er beskrevet kapttel 2, er årsaken tl det høye fraværet oppgangskonjunkturer at arbedstakerne opplever rskoen for, og konsekvensene av, å mste jobben som lavere sammenlgnet med en stuasjon med stgende arbedsledghet. Vår hypotese er at dersom slke dsplnerngseffekter er tlstede, så vl dsse slå sterkere ut prvat enn offentlg sektor, sden arbedsplassene prvat sektor jevnt over antas å være mer konjunkturutsatte enn arbedsplassene offentlg sektor. I avsntt 5.2 presenteres resultater fra estmerng med fast effekt logtmodellen, mens resultater fra estmerng med den lneære fast effekt modellen presenteres avsntt 5.3. V begynner mdlertd med en generell dskusjon av fast versus tlfeldg effekt paneldatamodeller (jf. kapttel 3). 5.1 Fast eller tlfeldg effekt? Som beskrevet kapttel 3, kan v ved bruk av paneldatamodeller kontrollere observerte ndvduelle egenskaper og uobserverte faste eller tlfeldge ndvduelle egenskaper ved ndvdene. Fast effekt estmatoren er robust overfor eventuell korrelasjon mellom forklarngsvarabler og uobservert ndvduell heterogentet, mens tlfeldg effekt estmatoren krever uavhengghet. Det er kke rmelg a pror å forvente at forklarngsvarabler og uobserverte ndvdspesfkke egenskaper som for eksempel helsetlstand skal være ukorrelert en analyse av sykefravær. Eksempler på forklarngsvarabler v her mstenker kan være korrelert med helsetlstand denne analysen er kjønn, alder og nntekt. 44

51 For å avgjøre hvlken estmator som er best egnet, kan v utføre hausmantester. Fra kapttel 3 vet v at korrelasjon mellom forklarngsvarabler og uobserverte egenskaper gr konsstent fast effekt estmator og nkonsstent tlfeldg effekt estmator. Dersom v kan påvse at en slk korrelasjon kke ekssterer, vl både fast og tlfeldg effekt estmatorene være konsstente, men tlfeldg effekt estmatoren vl være mer effsente. I en hausmantest følger testobservatoren en asymptotsk kjkvadratfordelng med K frhetsgrader, hvor K er antall elementer β. Resultater fra hausmantester på nullhypotesen H 0 : (, ) = 0 Corr µ, forkaster dette tlfellet H 0 med testobservator 609,5 og p-verd 0,0000 X t det dskrete tlfellet, og testobservator 465,2 og p-verd 0,0000 det lneære tlfellet. V må dermed forkaste hypotesen om at det kke ekssterer korrelasjon mellom forklarngsvarabler og uobserverte ndvdspesfkke egenskaper. Konsekvensen er nkonsstent tlfeldg effekt estmator. Når v lkevel ønsker å rapportere tlfeldg effekt resultater er dette hovedsak ford tlfeldg effekt estmatene utnytter mer av varasjonen datamateralet, og således kan ha en vss nformasjonsverd. Resultatene fra tlfeldg effekt modeller fnnes appendks 2, og refereres tl tlfeller hvor dette vurderes som å være av nteresse. 5.2 Resultater fra estmerng med fast effekt logtmodellen Ved hjelp av fast effekt logtmodellen ønsker v å undersøke arbedsledghetens effekt på sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle offentlg versus prvat sektor. V vl også undersøke effekten av å være ansatt prvat sektor. Ved å nkludere ulke nteraksjonsvarabler ( tllegg tl den mellom arbedsledghet og prvat sektor) tllater v effektene av nntekt, deltd, bedrftsstørrelse og kvnnedomnans å avhenge av hvlken sektor ndvdene jobber. På bakgrunn av den deskrptve statstkken kapttel 4, som vste betydelge kjønnsforskjeller, er regresjonene gjort separat for kvnner og menn. Regresjonene er tllegg betnget på bedrfter med flere enn 30 ansatte (jf. dskusjon avsntt 4.2.2). 45

52 Når det gjelder effekter av dummyvarabler fast effekt paneldatamodeller, er det verdt å nevne at det er de ndvdene som endrer status over td som dentfserer effekten. Det samme gjelder for kontnuerlge varabler som endres lte over td. For eksempel er det ndvder som endrer svl status løpet av observasjonsperoden som dentfserer effekten av å være gft, mens de som endrer utdannngsstatus over observasjonsperoden dentfserer utdannngseffekten. Tabell 5.1 Resultater fra estmerng med fast effekt logt modell Alle Kvnner Menn Koef. 2 St.fel P>z Koef. St.fel P>z Koef. St.fel P>z Arbedsledghet 0,073 0,019 0,000 0,093 0,025 0,000-0,032 0, 034 0,345 Prvat*ledghet -0,062 0,016 0,000-0,101 0,023 0,000 0,067 0,029 0,020 Prvat sektor 1,165 0,133 0,000 1,384 0,190 0,000 0,385 0,204 0,060 Alder 0,047 0,019 0,014 0,016 0,026 0,546 0,086 0,028 0,002 Alder 2 9,8e-04 1,9e-04 0,000 0,001 2,5e-04 0,000 6,3e-04 2,8e-04 0,026 Utdannng 0,035 0,017 0,039 0,055 0,024 0,026 0,011 0,024 0,639 Inntekt -7,9e-04 2,6e-04 0,002 6,3e-04 4,3e-04 0,142-0,003 3,8e-04 0,000 Inntekt 2 9,4e-07 2,6e-07 0,000-3,9e-07 1,1e-06 0,708 1,3e-06 1,8e-07 0,000 Prvat*nntekt -0,003 2,8e-04 0,000-0,004 4,6e-04 0,000-0,002 3,9e-04 0,000 Deltd -0,267 0,051 0,000-0,264 0,055 0,000-0,195 0,142 0,170 Prvat*deltd -0,394 0,088 0,000-0,367 0,101 0,000-0,515 0,204 0,012 Gft 0,286 0,075 0,000 0,469 0,115 0,000 0,121 0,103 0,244 Tdlgere gft 0,506 0,096 0,000 0,688 0,140 0,000 0,361 0,137 0,008 Bedrftsstørrelse -2,5e-04 2,3e-05 0,000-2,2e-05 2,8e-05 0,000-3,1e-04 4,2e-05 0,000 Prvat*bedrstr 1,4e-06 1,5e-06 0,340-1,3e-07 1,9e-06 0,945 4,4e-06 2,4e-06 0,065 Fraværsdager 3,7e-05 3,4e-06 0,000 3,4e-05 4,2e-06 0,000 4,6e-05 6,3e-06 0,000 Kvnnedomnert 0,144 0,056 0,001 0,227 0,070 0,001 0,043 0,143 0,765 Prvat*kvnnedom -0,249 0,119 0,036-0,348 0,133 0,009 0,217 0,298 0,465 Mannsdomnert 0,091 0,058 0,113 0,016 0,105 0,876 0,108 0,070 0,124 Gj.snttsalder -0,006 0,005 0,247 0,005 0,007 0,455-0,024 0,008 0,005 Gj.snttsnnekt 0,002 4,3e-04 0,000 4,5e-04 6,1e-04 0,463 0,003 6,2e-04 0,000 Deltdsandel 0,339 0,140 0,016 0,369 0,170 0,030 0,232 0,254 0,363 Gml*ungbedrft -0,020 0,071 0,774 0,164 0,096 0,087-0,256 0,107 0,017 Lav*høynntbedrft -0,285 0,084 0,001-0,113 0,105 0,279-0,555 0,140 0,000 Loglkelhood Observasjoner Avhengg varabel=1 dersom ndvdet har mnst en erstattet fraværsdag år t. 2 Estmatene som presenteres er koeffsenter, kke margnaleffekter. Generelt kan v uttrykke margnaleffekten som ME j f ( Xβ ) β j =. Margnaleffekter evaluert gjennomsnttet av forklarngsvarablene får v ved å multplsere koeffsentene med f ( Xβ ). Her har v f ( Xβ ) = 0,007 for alle, f ( Xβ ) f ( Xβ ) = 0, 014 for menn. Se appendks 3 for utregnnger av f ( Xβ ). = 0,006 for kvnner, og 46

53 5.2.1 Tolknng av resultater Arbedsledghet og prvat sektor: Dsplnerngshypotesen bygger på en kausal sammenheng mellom arbedsledghet og sykefravær form av at arbedsledgheten drekte påvrker den enkeltes atferd. Det forutsettes at høyt fravær øker rskoen for oppsgelse, enten form av at arbedsgver aktvt forsøker å kvtte seg med ansatte med høyt fravær, eller ved at ansatte med mye fravær oppfattes som mndre vktge for bedrften, og dermed er mer utsatte ved bemannngsreduksjoner. Vdere forutsettes det hypotesen om dsplnerngseffekter at høy eller stgende arbedsledghet gjør arbedstakerne mer opptatte av å holde på de jobbene de har, sden det peroder med høy eller stgende arbedsledghet oppleves som vanskelgere å skaffe seg alternatve jobber. Det kan også være at arbedsgver opplever det som lettere å s opp ansatte med høyt fravær dersom dette kan gjøres forbndelse med en generell nnskrenknng bedrften, og kke som en dsplnreaksjon rettet mot den enkelte arbedstaker. Når v har nkludert nteraksjonsvarabelen prvat*ledghet regresjonen, er henskten tråd med oppgavens problemstllng, å undersøke om effekten av en margnal øknng arbedsledghetsraten er forskjellg prvat sammenlgnet med offentlg sektor. Hvs dsplnerng av arbedsstokken er en årsak tl den observerte prosyklske sammenhengen mellom sykefravær og arbedsledghet, skulle en forvente en sterkere reduksjon sykefraværet prvat enn offentlg sektor, sden arbedsplassene offentlg sektor jevnt over antas å være mndre konjunkturutsatte. Når v først ser på varabelen arbedsledghet, fnner v en øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for kvnner offentlg sektor. Utregnet vser margnaleffekten en øknng på omtrent 0,1 %. Resultater fra estmerng med en tlfeldg effekt probtmodell (se appendks 2) vser mdlertd en sgnfkant reduksjon sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for både kvnner og menn offentlg sektor. Når det gjelder effekt av arbedsledghet på sykefraværet for ansatte prvat sektor, fnner v alt annet lkt at en margnal øknng arbedsledghetsraten reduserer sannsynlgheten for et 47

54 nytt sykepengetlfelle for kvnner. Margnaleffekten, evaluert gjennomsnttet av forklarngsvarablene, er regnet ut tl å være en reduksjon på omtrent 0,005 %. 19 Resultatene fra estmerng med fast effekt logtmodellen vser at arbedsledghetsraten øker sannsynlgheten for erstattet sykefravær for kvnner offentlg sektor, og reduserer sannsynlgheten for erstattet sykefravær for kvnner prvat sektor. V fnner med dette at kvnner både offentlg og prvat sektor endrer atferd, men at effektene trekker hver sn retnng. Reduksjonen sannsynlgheten for et nytt erstattet sykefravær for kvnner prvat sektor kan tolkes tl fordel for eksstens av dsplnerngseffekter. Når arbedsledgheten stger er det således de ansatte prvat sektor som bdrar tl reduksjonen sykefraværet. I alle fall ser det slk ut for kvnner. Estmerng med tlfeldg effekt probtmodellen (se appendks 2) vser en reduksjon av sykefraværstlbøyelgheten også for menn prvat sektor. Når v kontrollerer for andre relevante forhold, fnner v at effekten av å jobbe prvat sektor peker retnng av økt sannsynlghet for et nytt sykepengetlfelle for både kvnner og menn. Margnaleffektene, basert på koeffsentene tabell 5.1, er regnet ut tl å være omtrent 0,8 % for kvnner og omtrent 0,5 % for menn. Når v tar hensyn tl at arbedsledghetsraten har vært avtakende over størsteparten av observasjonsperoden (jf. fgur 4.2), kan v tolke den økte sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle av å jobbe prvat sektor tl fordel for at ndvdene som jobber prvat sektor tllater seg et større sykefravær enn ndvdene offentlg sektor gjør når betngelsene på arbedsmarkedet bedres. Indvdvarabler: Det ekssterer ngen entydg tolknng av effekten av alder på sykefraværet. På den ene sden kan v tenke oss at høy alder er korrelert med svakere helse som gr høyere sykefravær, og på den andre sden kan det tenkes at eldre arbedstakere er mer lojale overfor arbedsgver, slk at fraværet reduseres med økende alder. Når v har nkludert et annengradsledd regresjonen, er 19 Tolknng av nteraksjonseffekt: Antar en forenklet modell ( = ) = ( + β + β ), pr Y t β hvor U 1 F 1U 2P 3P U betegner arbedsledghet og P betegner prvat sektor. I logtmodellen blr margnaleffekten av ledghet, evaluert pr U gjennomsnttet av forklarngsvarablene, lk = f ( X )( + P) offentlg sektor, og ( Xβ ) ( + ) f β 1 β 3 for ansatte prvat sektor. β β 1 β 3, det vl s f ( Xβ ) β1 for ansatte 48

55 henskten å fange opp en eventuell kke-lneær effekt på sannsynlgheten for erstattet sykefravær. I tabell 5.1 ser v at både alder og alder 2 har postve fortegn. Dette tolker v tl fordel for en lneær sammenheng mellom alder og sykefravær. Koeffsenten for alder er mdlertd kke statstsk sgnfkant for kvnner. Ved hjelp av tlfeldg effekt probt modellen (se appendks 2) fnner v at en enhets øknng et ndvds alder reduserer sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle frem tl en vss alder når v ser på menn. Etter at ndvdene har passert denne vsse alderen øker sannsynlgheten for erstattet sykefravær takt med høyere alder. Det vrker rmelg å anta at rsko for eksempelvs lvsstlssykdommer og sltasjeskader øker med alder, slk at svekket helse kan bdra tl å forklare den postve annengradskoeffsenten. På bakgrunn resultatet fra hausmantesten, har v mdlertd mest tllt tl resultatene fra fast effekt logtmodellen. Koeffsenten for varabelen utdannng gr ngen målbar effekt for menn, men er sgnfkant postv for kvnner. Margnaleffekten av utdannng er altså en øknng sannsynlgheten for erstattet sykefravær for kvnner. Dette resultatet er noe uventet. Fra kapttel 4 forventer v en negatv effekt av utdannng på sykefravær blant annet på bakgrunn av en antakelse om lavere fyssk belastnng og høyere grad av varerte og utfordrende arbedsoppgaver arbedslvet for de med høyere utdannng. En av årsakene tl den noe uventede effekten kan være at utdannng typsk varerer lte over td. Sden v her ser på ndvder som deltar arbedsstyrken, er det ndvder som kombnerer jobb og utdannng som bdrar tl endrng denne varabelen over td, og som således dentfserer effekten på sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle. Tl sammenlgnng gr estmerng med en tlfeldg effekt probtmodell (se appendks 2) er effekten av utdannng en sgnfkant reduksjon sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for både kvnner og menn. Når det sklles mellom kvnner og menn, er estmatene for varabelen nntekt bare sgnfkante for menn. Førsteordenskoeffsenten vser en reduksjon sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for menn offentlg sektor, mens annenordenskoeffsenten vser en øknng den samme sannsynlgheten for menn offentlg sektor. Dette betyr at en margnal øknng 49

56 nntekten reduserer sannsynlgheten for erstattet sykefravær nntl en vss verd. Vendepunktet er representert ved en nntekt på omtrent 1,2 mlloner kroner 20, som er relatvt høyt. 21 Når v ser på nntektseffekten for menn som jobber prvat sektor, fnner v en sterkere reduksjon sannsynlgheten for erstattet sykefravær sammenlgnet med ansatte offentlg sektor. Utregnet fnner v at en øknng nntekten på kroner reduserer sannsynlgheten for erstattet fravær med tlnærmet 0,2 % for menn offentlg sektor. Den tlsvarende reduksjonen for menn prvat sektor er tlnærmet 0,4 %. Dersom v antar at varasjoner nntekten hovedsak er drevet av varasjoner lønnsraten, er nntektseffekten samsvar med predksjoner fra dsplnerngsteor. I følge effektvtetslønnsteoren, slk den er beskrevet kapttel 2, har høytlønnede arbedstakere lavere sannsynlghet for sykefravær ford det potenselle tapet ved å mste jobben er større. Høy lønn gjør det attraktvt å jobbe og forhndrer skoft. I tllegg reduserer høy lønn gjennomtrekken av ansatte bedrften (såkalt turnover), og gr et sgnal om at kvalteten på arbedskraften bedrften er høy, slk at en unngår såkalt ugunstg utvalg. En annen faktor som kan tenkes å splle nn er overtdsarbed. Dette er speselt aktuelt for menn sden de aller fleste menn jobber fulltd (jf. Tabell 4.4). Menn som jobber fulltd, og kanskje en del overtd, tjener mer. Høy nntekt er denne sammenheng antatt assosert med varasjon, yrkesfaglg utfordrng og lav fyssk belastnng arbedslvet, som gjen er assosert med lavere sannsynlghet for sykmeldng. Når v regner ut margnaleffekten, fnner v at kvnner som jobber deltd offentlg sektor har omtrent 0,2 % lavere sannsynlghet for et nytt sykepengetlfelle enn kvnner som jobber fulltd samme sektor. Koeffsenten for deltd blant menn har også negatvt fortegn, men når kke et rmelg sgnfkansnvå. Når v ser på forskjeller mellom offentlg og prvat sektor, 20 Forenklet kan v skrve sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle som 2 ( Y 1) = F( β x + β x + x ) pr t = β, hvor x 2 betegner nntekt og x 1 er en vektor som nneholder alle andre forklarngsvarabler. Margnaleffekten kan v ved hjelp av kjerneregelen skrve som pr = f x 2 2 ( β x + β x + β x )( β + β x ) Vendepunktet fnner v ved å sette β + β x 0, og løse for β 2 x 2 =. For menn offentlg sektor får v vendepunktet for nntekt som x β Bare 48 ndvder utvalget har en årlg nntekt over denne størrelsen = = 2 0, ( 0, ) ,85. 50

57 fnner v at reduksjonen sannsynlgheten for erstattet sykefravær av å jobbe deltd er sterkere prvat enn offentlg sektor. Deltdsarbedende kvnner prvat sektor har tlnærmet 0,4 % lavere sannsynlghet for erstattet sykefravær enn heltdsarbedende kvnner prvat sektor. I tråd med den neoklassske modellen for arbedstlbud dskutert kapttel 2, kan deltdsarbed tolkes som en mulg strateg ndvdenes avvenng mellom arbed og frtd. Arbedstakere som jobber deltd har mer frtd enn fulltdsarbedende, og det er en mulghet at deltdsarbedere kke verdsetter en enhet ekstra frtd lke høyt som de som jobber fulltd. På denne måten kan v forklare den reduserte sannsynlgheten for sykefravær blant deltdsansatte offentlg og prvat sektor som redusert skoft. Når det gjelder effekten av ekteskapelg status på sykefraværet, vser resultatene tabell 5.1 en sgnfkant øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle av å være gft for kvnner. Koeffsenten for menn har også postvt fortegn, men når kke et rmelg sgnfkansnvå. Fra kapttel 4 forventer v en reduksjon sykefraværet på grunnlag av den antatte helsebrngende effekten av å være to tl å dele på utgfter, husarbed, omsorg for syke barn og lgnende. Effekten v her ser er altså noe uventet, men også andre undersøkelser har gtt tlsvarende resultat. 22 Å være separert, sklt eller enke/enkemann gr sgnfkant øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for både kvnner og menn utvalget. Mulge årsaker tl øknngen kan være at de som tdlgere har vært gft nå er alene om utgfter, husarbed og omsorgsoppgaver. Utregnet er margnaleffekten noe sterkere for menn. Bedrftsvarabler: Den første bedrftsvarabelen v tar for oss måler effekten på sykefraværet av størrelsen på bedrften ndvdene jobber. V undersøker for denne varabelen eventuelle forskjeller mellom offentlg og prvat sektor. I tabell 5.1 ser v at effekten av bedrftsstørrelse er redusert sannsynlghet for et nytt sykepengetlfelle for både kvnner og menn offentlg sektor. Margnaleffekten er noe sterkere for menn enn for kvnner. For ansatte prvat sektor er effekten av bedrftsstørrelse kun målbar for menn. Utregnet fnner v at økende bedrftsstørrelse reduserer sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for menn prvat 22 Se for eksempel Askldsen et al. (2005) eller Bratberg et al. (2002). 51

58 sektor. Når v sammenlgner sektorene, fnner v en noe sterkere reduksjon sannsynlghet for erstattet sykefravær blant menn offentlg sektor. Barmby og Stephan (2000) konkluderer med økt sykefravær som følge av en øknng bedrftsstørrelsen. Det hevdes at denne sammenhengen, et sosologsk perspektv, kan forklares ut fra at arbedstakerne store bedrfter større grad opplever anonymtet, mndre kontakt med ledelse og mulgens lavere ansvarsfølelse overfor kollegaer enn arbedstakere mndre bedrfter gjør. Problemet er at dsse faktorene kke er drekte målbare, og at det derfor er vanskelg å nkludere slke varabler økonometrske analyser. Barmby og Stephan (2000) fokuserer snarere på etterspørselssden når de undersøker sykefraværet bedrftene. De hevder at store bedrfter kan fnne det optmalt å ha høyere sykefravær lkevekt ford produksjonstapet ved fravær er lavere for store enn for små bedrfter. Årsaken tl dette er at store bedrfter kan forskre seg mot økonomsk tap ved sykefravær tl en lavere kostnad. Effekten av fraværsdager er, som v ser tabell 5.1, en sgnfkant øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for både kvnner og menn. V kan tolke denne varabelen som en tlnærmng tl bedrftens fraværskultur. En slk fraværskultur antas å bestå av felles normer og forståelse av hva som er et akseptabelt fraværsnvå bedrften. En slk felles kultur utvkler seg over td gjennom samhandlng på arbedsplassen. V fnner at sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle øker ettersom nvået på det aksepterte fraværsnvået bedrften øker. Dersom v antar at fraværskulturen varerer fra bedrft tl bedrft, kan den bdra tl å forklare varasjoner sykefraværet mellom tlsynelatende lke bedrfter. Som v husker fra kapttel 4, er varabelen kvnnedomnert defnert som bedrfter som har mer enn 75 % kvnnelge arbedstakere. Tlsvarende er varabelen mannsdomnert defnert som bedrfter med mer enn 75 % menn blant sne ansatte. V ønsker med dsse varablene å undersøke hvlken rolle kjønnsfordelngen på arbedsplassen spller for sykefraværet tl den enkelte arbedstaker. I tllegg vl v tllate effekten av å jobbe en kvnnedomnert bedrft å avhenge av sektor. I tabell 5.1 ser v at effekten av å jobbe en kvnnedomnert bedrft offentlg sektor er en sgnfkant øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for kvnner. Effekten for menn offentlg sektor trekker samme retnng, men når kke et rmelg sgnfkansnvå. Øknngen sykefraværet for kvnner offentlg sektor tolker v som at kvnner som jobber offentlge vrksomheter med høy kvnneandel har større sannsynlghet 52

59 for et nytt sykepengetlfelle enn kvnner som jobber offentlge vrksomheter som har en jevnere kjønnsfordelng. Utregnet vser margnaleffekten av å jobbe en kvnnedomnert bedrft for en kvnne prvat sektor en reduksjon sykmeldngstlbøyelgheten. Mens kvnner kvnnedomnerte bedrfter offentlg sektor har omtrent 0,1 % høyere sannsynlghet for erstattet sykefravær enn kvnner mer kjønnsblandede bedrfter offentlg sektor, er effekten for kvnner kvnnedomnerte arbedsmljøer prvat sektor en reduksjon samme sannsynlghet på omtrent 0,1 %. Det økte sykefraværet for kvnner kvnnedomnerte bedrfter offentlg sektor kan ses sammenheng med den store overrepresentasjonen av kvnner nnen helse- og omsorgsyrker offentlg sektor, som er kjent for å ha et høyt sykefravær. Når det gjelder mannsdomnerte arbedsmljøer, er de estmerte koeffsentene kke statstsk sgnfkante for verken kvnner eller menn. Resultatene fra estmerng med tlfeldg effekt probtmodellen (se appendks 2) vser mdlertd at effekten av jobb en mannsdomnert bedrft øker sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for menn. Effekten av gjennomsnttsalder bedrften er redusert sannsynlghet for erstattet sykefravær for menn. For kvnner fnner v ngen målbare effekter, verken fast effekt logt- eller tlfeldg effekt probtmodellen (se appendks 2). V antar at den helsemessge effekten også er av betydnng når det gjelder alder bedrftssammenheng. På denne bakgrunn er resultatet v får noe uventet. Det som mdlertd kan være av nteresse når v ser på effekten av gjennomsnttsalder bedrften, er forholdet mellom alder og fyssk og psykososalt arbedsmljø. I den sammenheng kan reduksjonen tlbøyelgheten tl sykefravær forklares ved at eldre arbedstakere skånes for de tyngste arbedsoppgavene, slk at det er de unge arbedstakerne som må ta de tyngste løftene. Denne effekten kommer v tlbake tl dskusjonen av nteraksjonsvarabelen gml*ungbedrft. En alternatv forklarng på den negatve koeffsenten for menn kan være at eldre arbedstakere gjerne har vært lengre den samme bedrften, og på den måten er mer lojale mot ledelse og kollegaer. V antar da at dsse eldre og mer lojale arbedstakerne kke tllater seg et lke stort sykefravær som de yngre arbedstakerne som gjerne har en løsere tlknytnng tl bedrften. V kan også se på effekten av gjennomsnttsalderen bedrften forbndelse med fraværskultur. Det er gjort relatvt få undersøkelser om endrnger fraværskulturer over td 53

60 (NOU 2000:27), men det er grunn tl å tro at trender ved det moderne arbedslv, som for eksempel løsere tlknytnng tl arbedsmarkedet, økt bruk av vkarer og større gjennomstrømnng av arbedskraft, svekker den lokale arbedskulturen og tlhørgheten tl bedrften. I tllegg kan seleksjon være en faktor av betydnng. Seleksjon foregår form av at arbedstakere med antatt dårlgere helse sles ut av arbedsmarkedet. Særlg skjer dette peroder med nedbemannnger bedrftene. Implkasjonene av en eventuell seleksjonseffekt utvalget v her undersøker, er at de eldre arbedstakerne som er gjen arbedsstyrken er de med antatt best helse, og dermed lavest sannsynlghet for erstattet sykefravær. Som v også har sett for den personlge nntekten, har gjennomsnttsnntekt bedrften bare sgnfkant effekt på sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for menn. Forskjellen når v nå ser på bedrftsvarabelen, er at en margnal øknng gjennomsnttsnntekten bedrften øker sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle. Dette resultatet er kke samsvar med hypotesen om at høy lønn gjør det attraktv å jobbe og forhndrer skoft (effektvtetslønn). En mulg forklarng er at øknngen sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle er et resultat av korrelasjon mellom høy lønn og belastnng på arbedsplassen. Denne forklarngen forutsetter at høy lønn hovedsak er forårsaket av høy arbedsnnsats (overtdsarbed). Dersom det er slk at de som jobber bedrfter med høy gjennomsnttsnntekt har høyere sykefravær på grunn av at de jobber lange dager og mye overtd, skulle en forvente et negatvt fortegn på koeffsenten for varabelen deltdsandel. I tabell 5.1 ser v mdlertd at effekten av deltdsandelen kke er målbar for menn. For kvnner er margnaleffekten regnet ut tl å være en sgnfkant øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle på omtrent 0,2 %. I tabell 4.4 har v sett at langt flere kvnner enn menn jobber deltd. Samtdg er både deltds- og kvnneandelen kjent for å være høy nnen vsse yrker helse- og omsorgssektoren (for eksempel blant omsorgsarbedere og sykepleere). Det kan tenkes at kvnner dsse yrkene, som er forbundet med høy fyssk og psyksk belastnng, velger deltd som en strateg for å unngå sltasje og sykdom. På denne måten prvatseres ansvaret for høy belastnng arbedet gjennom reduserte stllngsprosenter. Kjønn og type arbed kan bdra tl å forklare hvorfor en margnal øknng deltdsandelen bedrften øker sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle. I ndvdtlfellet har v, tråd med 54

61 forklarngen om at deltdsarbed er en mulg strateg håndterngen av en belastende arbedsstuasjon, sett at redusert stllngsprosent reduserer sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle både offentlg og prvat sektor, med sterkest reduksjon prvat sektor. V får motsatt effekt når v ser på deltdsandelen bedrften, og v kan denne sammenheng tenke oss at økt deltdsandel kan g høyere belastnng for de som jobber fulltd. Dersom mange jobber deltd, og årsaken er belastnngen arbedet, vl det være naturlg å tro at de som jobber fulltd er mer utsatt for sykefravær. Resultatet kan også tenkes å være en konsekvens av redusert deltakelse sosale nettverk, lavere tlknytnng og følelse av tlhørghet tl bedrften, og tap av kontnutet arbedet. Interaksjon mellom ndvd- og bedrftsvarabler: Effekten av høy alder, her defnert som over 51 år, en bedrft hvor gjennomsnttsalderen er lav, det vl s under 37 år, er økt sannsynlghet for et nytt sykepengetlfelle for kvnner og redusert sannsynlghet for menn. Utregnet vser margnaleffekten en øknng på omtrent 0,1 % for kvnner og en reduksjon på 0,4 % for menn. En mulg forklarng på effekten v fnner for menn, når v tar betraktnng at en margnal øknng alder seg selv øker sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle, er at de yngre kollegaene tar en større del av de mest fyssk belastende arbedsoppgavene. I forhold tl fraværskultur kan det tenkes at de som er eldre kanskje har vært ansatt den samme bedrften over lang td, og på den måten har sterkere tlknytnng tl bedrften enn de yngre kollegaene som kanskje har kortere fartstd den samme bedrften. Det forutsettes her at terskelen for å ta ut sykmeldng er høyere jo sterkere tlknytnng tl bedrften ndvdet har. Effekten v fnner for kvnner er tråd med effekten av alder for kvnner, som er postv. Det hjelper kke på sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle om flere bedrften er yngre. I tabell 5.1 ser v at effekten av å tjene lte en bedrft hvor gjennomsnttsnntekten er relatvt høy er en sgnfkant reduksjon sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle for menn. For kvnner er det kke sannsynlg at koeffsenten er statstsk forskjellg fra null. Effekten v fnner for menn er noe uventet. Lønnsforskjeller nnad bedrften antas utgangspunktet å vrke negatvt på arbedsmljøet, særlg hvs lønnsforskjellene stor grad kke gjenspeler utdannng og kompetanse. I slke tlfeller kan det å tjene betydelg mndre enn majorteten av de ansatte bedrften oppleves som urettferdg. Dette kan tenkes å føre tl svekket arbedsmoral, slk at de som tjener mndre tllater seg høyere sykefravær. 55

62 5.3 Resultater fra estmerng med lneær fast effekt modell I den lneære fast effekt modellen betrakter v forklarngsvarablenes effekt på antall erstattede sykedager. Varablene som er nkludert er de samme som fast effekt logtmodellen. Fnner v andre resultater når v ser på effekten av arbedsledghet på antall erstattede sykedager offentlg og prvat sektor? Tabell 5.2 Resultater fra estmerng med lneær fast effekt modell Alle Kvnner Menn Koef. St.fel P>t Koef. St.fel P>t Koef. St.fel P>t Arbedsledghet 0,400 0,136 0,003 0,892 0,230 0,000 0,350 0,163 0,032 Prvat*ledghet -0,474 0,112 0,000-1,525 0,212 0,000-0,490 0,134 0,000 Prvat sektor 6,927 0,893 0,000 16,813 1,760 0,000 5,107 0,997 0,000 Alder -0,050 0,135 0,713-0,253 0,243 0,297 0,160 0,148 0,278 Alder 2 0,015 0,001 0,000 0,021 0,002 0,000 0,010 0,001 0,000 Utdannng 0,273 0,109 0,012 0,418 0,206 0,043 0,179 0,116 0,121 Inntekt -0,014 0,001 0,000-0,005 0,004 0,129-0,015 0,001 0,000 Inntekt 2 3,9e-06 2,8e-07 0,000-9,2e-07 7,4e-06 0,901 3,3e-06 2,4e-07 0,000 Prvat*nntekt -0,019 0,002 0,000-0,048 0,004 0,000-0,011 0,002 0,000 Deltd -1,385 0,399 0,001-1,337 0,534 0,012 0,374 0,731 0,609 Prvat*deltd -2,002 0,680 0,003-2,113 0,953 0,027-5,024 1,137 0,000 Gft 1,309 0,476 0,006 3,496 0,912 0,000 0,136 0,499 0,786 Tdlgere gft 2,460 0,630 0,000 5,441 1,205 0,000 0,658 0,662 0,321 Bedrftsstørrelse -0,001 1,4e-04 0,000-0,002 2,4e-04 0,000-8,3e-04 1,6e-04 0,000 Prvat*bedrftsstr 7,4e-06 9,8e-06 0,450-2,0e-05 1,8e-05 0,277 2,4e-08 1,1e-05 0,998 Fraværsdager 1,7e-04 2,1e-05 0,000 2,4e-04 3,6e-05 0,000 1,2e-04 2,5e-05 0,000 Kvnnedomnert 1,077 0,461 0,019 1,357 0,643 0,035 0,954 0,746 0,201 Prvat*kvnnedom -1,453 0,897 0,105-0,468 1,238 0,046 0,111 1,528 0,942 Mannsdomnert 0,088 0,367 0,810-0,410 0,910 0,652 0,288 0,347 0,407 Gj.snttsalder -0,089 0,037 0,017-0,054 0,065 0,406-0,081 0,042 0,055 Gj.snttsnntekt 0,010 0,003 0,000 0,008 0,005 0,141 0,012 0,003 0,000 Deltdsandel 1,871 1,012 0,065 1,096 1,589 0,490 2,458 1,292 0,057 Gml*ungbedrft -0,255 0,551 0,644 1,567 0,962 0,103-1,988 0,617 0,001 Lav*høynntbedrft 0,607 0,631 0,336-2,656 0,979 0,007 4,119 0,807 0,000 Konstant -23,725 4,229 0,000-33,979 7,727 0,000-20,849 4,609 0,000 Observasjoner R 2 0,0201 0,0231 0,0205 F-test F(24, ) = 114,82 Pr>F = 0,0000 F(24,59 834) = 58,85 Pr>F = 0,0000 F(24,74 380) = 64,98 Pr>F = 0, Avhengg varabel = Totalt antall erstattede fraværsdager år t 56

63 5.3.1 Tolknng av resultater Generelt skller kke resultatene tabell 5.2 nevneverdg fra det v har sett tabell 5.1. V dskuterer derfor kke hver varabel nngående slk v gjorde avsntt 5.2, men har hovedfokus på arbedsledghet og sektortlhørghet. Varabelen arbedsledghet måler som kjent effekten på antall sykepengedager offentlg sektor. Resultatene tabell 5.2 vser en øknng antall erstattede sykepengedager for både kvnner og menn offentlg sektor som følge av en margnal øknng den lokale arbedsledghetsraten. Tl forskjell fra det dskrete tlfellet er effekten den lneære fast effekt modellen også målbar for menn. Når v estmerer modellen med tlfeldge effekter (se appendks 2), får v som det dskrete tlfellet en sgnfkant negatv koeffsent for både kvnner og menn. Effekten av en margnal øknng den lokale arbedsledghetsraten for ansatte prvat sektor er en reduksjon antall erstattede sykedager på omtrent 0,6 dager for kvnner, og omtrent 0,1 dager for menn. V fnner med dette at effekten av ledghet på sykefravær er vesentlg forskjellg prvat sammenlgnet med offentlg sektor. Resultatene vser en atferdsendrng både offentlg og prvat sektor, men bare ndvdene som jobber prvat sektor reduserer antall erstattede sykedager som følge av en margnal øknng den lokale ledgheten. Koeffsentene for prvat sektor vser en sgnfkant øknng antall erstattede sykedager for både kvnner og menn. Dette betyr at ndvder prvat sektor tllater seg flere erstattede sykedager enn ndvder offentlg sektor. Når v tllegg tar hensyn tl at arbedsledgheten har vært avtakende størsteparten av analyseperoden, er resultatene også tråd med predksjoner fra dsplnerngsteor. V ser tabell 5.2 at effekten er betydelg sterkere for kvnner enn for menn. Henskten med å bruke en lneær modell som kke er betnget på antall sykepengedager større enn null, var å fange opp eventuelle stuasjoner der endrng en varabel eksempelvs forårsaker økt sannsynlghet for et nytt sykepengetlfelle, men redusert antall erstattede sykedager (jf. avsntt 3.2). Når v sammenlgner resultatene tabell 5.1 med resultatene tabell 5.2, er den eneste forskjellen, med hensyn tl effekt av arbedsledghet og prvat sektor, 57

64 at koeffsenten for arbedsledghet blr statstsk sgnfkant for menn den lneære fast effekt modellen. Av andre forskjeller mellom resultater fra estmerng med fast effekt logtmodellen og den lneære fast effekt modellen, kan v for det første nevne at effekten av alder kke er målbar for verken kvnner eller menn det lneære tlfellet. Vdere fnner v at koeffsenten for varabelen tdlgere gft kke når et rmelg sgnfkansnvå når v estmerer effekten på antall erstattede sykedager. Det samme gjelder for nteraksjonsvarabelen mellom prvat sektor og bedrftsstørrelse for menn. Når det gjelder effekten av deltdsandel fnner v en sgnfkant øknng antall erstattede sykedager for menn den lneære fast effekt modellen. For kvnner går effekten av å være gammel en ung bedrft fra en øknng sannsynlghet for erstattet sykefravær tl en reduksjon antall erstattede sykedager. Koeffsenten for varabelen som måler effekten av å tjene lte en bedrft hvor gjennomsnttslønnen er vesentlg høyere vser en statstsk sgnfkant reduksjon antall erstattede sykedager for kvnner når v ser på den lneære fast effekt modellen. For menn er effekten av denne varabelen en sgnfkant øknng sannsynlgheten for et nytt sykepengetlfelle, og en sgnfkant reduksjon av antall erstattede sykedager. 58

65 Kapttel 6: Oppsummerng Sammenheng mellom sykefravær og arbedsledghet offentlg og prvat sektor har vært hovedfokus denne studen. Ved hjelp av paneldatamodeller har v undersøkt om effekten av arbedsledghet på sykefravær varerer mellom sektorene. V har også undersøkt effekten av å være ansatt prvat sektor, samt andre ndvd- og bedrftsvarablers effekt på sykefraværet. Studen er begrenset tl sykefravær som er betalt av folketrygden, det vl s sykefravær over 14 dager (16 dager fra 1998). Dsplnerngshypotesen, som fokuserer på at økt arbedsledghet vrker dsplnerende på arbedstakerne gjennom frykt for ledggang og større avhengghet av nåværende arbedsplass, står sentralt oppgaven. Frem tl 1999 har sykefraværet Norge varert prosyklsk med arbedsledgheten. Årsaken tl det økte sykefraværet oppgangstder er følge dsplnerngshypotesen at rskoen for, og konsekvensene av, å mste jobben oppleves som lavere sammenlgnet med en stuasjon med stgende arbedsledghet. Jobbskkerhet er kke av lke stor betydnng for arbedstakerne når tlgangen på alternatve jobber er høy. Oppsummert vser resultatene fra analysen at ansatte både offentlg og prvat sektor endrer atferd som en følge av en margnal endrng den lokale arbedsledghetsraten, men at bare ndvdene prvat sektor reagerer med å redusere sykefraværet. Dette resultatet gjelder både når v ser på sannsynlghet for erstattet sykefravær og på antall erstattede sykedager (mdlertd er effekten på sannsynlgheten for erstattet sykefravær fast effekt modellen kun statstsk sgnfkant for kvnner). Øknngen sykefraværet offentlg sektor tyder på at ansatte offentlg sektor kke reagerer på endrnger arbedsmarkedet på samme måte ansatte prvat sektor gjør. Når det gjelder den rene effekten av å være ansatt prvat sektor, vser resultatene økt sykefravær. Når v tar hensyn tl at arbedsledgheten har vært avtakende over det meste av observasjonsperoden, taler også dette resultatet tl fordel for at mer eller mndre grad av dspln blant arbedstakerne kan bdra tl å forklare sykefraværets varasjon over konjunkturene. 59

66 Dsplnerng er en egnet forklarng på sykefravær som kke åpenbart er begrunnet med sykdom. Økonomske nsentver antas å ha betydnng for hvert enkelt ndvds beslutnng om fravær, særlg når det gjelder korttdsfraværet. I teorer om atferdsrsko betraktes noe av sykefraværet som resultat av skoft. Effektvtetslønn er en nteressant tolknng av en slk tlnærmng. I denne sammenhengen er nformasjonsfordelng mellom arbedstaker og arbedsgver av stor betydnng. Bedrften kan bare delvs overvåke de ansattes fraværsårsaker, og høy lønn eller høy arbedsledghet vl da vrke dsplnerende. Å mste jobben vl representere et økonomsk tap for den enkelte tlfeller hvor den alternatve lønna er lavere (for eksempel ledghetstrygd). På denne måten vl rskoen ved urettmessg fravær være lavere når arbedsledgheten er lav, ford det da er lettere å skaffe seg alternatv jobb. Det kan tenkes at effektvtetslønn er best egnet tl å forklare korttdsfraværet. Lgnende argumenter kan lkevel tenkes anvendt også når v ser på sykefravær utover arbedsgverperoden. Atferdsrsko når det gjelder lengre sykefravær kan oppstå som følge av et potenselt nformasjonsproblem mellom lege og pasent. Ved for eksempel muskel- og skjelettldelser eller psykske ldelser kan legene enkelte tlfeller komme tl å skrve ut sykmeldngsattester uten at de fullt ut har kjennskap tl om det er nødvendg på medsnsk grunnlag. Etterspørselen etter sykmeldngsattester kan tenkes å følge konjunkturforløpet form av at det er høyere rsko ved hyppgere og lengre sykefravær dårlge tder sammenlgnet med bedre tder. Arbedstakerne prvat sektor har sterkere preferanser for å unngå sykefravær nedgangskonjunkturer enn arbedstakerne offentlg sektor, sden varasjonen sysselsettngen over konjunkturene er antatt høyere prvat sektor. V har denne studen fokusert på den prosyklske sammenhengen mellom sykefravær og arbedsledghet. Omstllng kan være en mulg forklarng på det observerte bruddet denne sammenhengen etter Effekter av omstllng på sykefraværet offentlg og prvat sektor vl kunne være et nteressant utgangspunkt for en eventuelle senere oppgave rundt temaet sykefravær offentlg og prvat sektor. 60

67 Ltteraturlste Allen, S.G. 1981, An Emprcal Model of Work Attendance, Revew of Economcs And Statstcs, vol. 63, no.1, p Ara, M. & Thourse, P.S. 2005, Incentves and Selecton n Cyclcal Absenteesm, Labour Economcs, vol. 12, no.12, p Askldsen, J.E., Bratberg, E. & Nlsen, Ø.A. 2005, Unemployment, Labour Force Composton and Sckness Absence. A Panel Data Study, Health Economcs (n press). Avalable from: < jul 2005] Askldsen, J.E., Bratberg, E. & Nlsen, Ø.A. 2004, Svngnnger sykefraværet: Er arbedsledgheten avgjørende?, Søkelys på arbedsmarkedet, årg. 21, nr. 1, s Askldsen, J.E., Bratberg, E. & Nlsen, Ø.A. 2000, Sckness Absence Over the Busness Cycle, Workng Paper 0400, Department of Economcs, Unversty of Bergen, Bergen. Barmby, T., Ercolan, M.G. & Treble, J.G. 2002, Sckness Absence: An nternatonal Comparson, The Economc Journal, vol. 112, no. 480, p Barmby, T. & Stephan, G. 2000, Worker Absenteesm: Why Frm Sze May Matter, The Manchester School, vol. 68, no. 5, p Blksvær, T. & Hellesen, A., 2002, Sckness Absence. A Study of 11 LES Countres, [Onlne],LIS- Luxemburg Income Study, Avalable from < [1.aprl 2005] Bratberg, E. & Rsa, A.E. 2000, Insentvvrknnger helserelaterte stønadsordnnger, Rapport skrevet på oppdrag av Sosal- og Helsedepartementet, Insttutt for økonom, Unverstetet Bergen, Bergen. 61

68 Bratberg, E., Dahl S.Å. & Rsa, A.E. 2002, The Double Burden : Do Combnatons of Career and Famly Oblgatons Increase Sckness Absence among Women?, European Socologcal Revew, vol. 18, no. 2, p Dyrstad, J.M. & Ose, S.O. 2002, Non-lnear Unemployment Effects n Sckness Absence: Dsplne or Composton Effects?, Workng Paper Seres No. 25, Department of Economcs, Norwegan Unversty of Scence and Technology, Trondhem. Guttormsen, G., Saksvk, P.Ø og Duesten, M 2002, Sykefravær som strateg for mestrng av endrnger arbedslvet, Tdsskrft for norsk psykologforenng, årg. 39, nr. 12, s Hemström, Ö., Marklund, S. og Szücs, S. 2003, Organsatorska faktorers betydelse fö långa sjukskrvnngar kommuner, Arbete och hälsa, Vetenskaplg skrftsere nr. 2003:6, Arbetslvsnsttutet, Sverge. Hesselus, P Does Sck Absence Increase the Rsk of Unemployment?, Department of Economcs, Uppsala Unversty, Uppsala. Johanson, P. & Palme, M. 1996, Do Economc Incentves Affect Work Absence? Emprcal Evdence Usng Swedsh Mcro Data, Journal of Publc Economcs, vol. 59, no. 2, p Markham, S.E. & McKee, G. H. 1995, Group Absence Behavor and Standards: A Multlevel Analyss, The Academy of Management Journal, vol. 38, no. 4, p Martoccho, J. J. 1994, The Effects of Absence Culture on Indvdual Absence, Human Relatons, vol. 47, no. 3, p Mastekaasa, A. & Olsen, K.M. 1997, Forsknng om sykefravær en oppsummerng og vurderng av peroden , Rapport 97:3, Insttutt for samfunnsforsknng, Oslo. 62

69 Mastekaasa, A. & Olsen, K.M. 1996, Sykefravær staten. En analyse av ndvddata, Rapport 96:9, Insttutt for samfunnsforsknng, Oslo. Nordberg, M. & Røed, K. 2003, Absenteesm, Health Insurance, and Busness Cycles, Workng paper 2003:17, HERO Health Economcs Research Programme, Unversty of Oslo, Oslo. Norges offentlge utrednnger 2000, Sykefravær og uførepensjonerng. Et nkluderende arbedslv, NOU 2000: 27. Ose, S. O. 2004, Arbedsmljø og sykefravær: Kartleggng og analyse på bedrftsnvå, Søkelys på arbedsmarkedet, årg. 21, nr. 1, s Rkstrygdeverket, Trygdestatstsk årbok Shapro, C. & Stgltz, J.E. 1984, Equlbrum Unemployment as a Worker Dsplne Devce, The Amercan Economc Revew, vol. 74, no. 3, p Statstsk sentralbyrå 2002, Tdsbruksundersøkelsen Statstsk sentralbyrå 2003, Levekårsundersøkelsen Helse og omsorg. Verbeek, M. 2002, A Gude to Modern Econometrcs, John Wley & Sons Ltd., England. Øverås, S. 1997, Kjønnsforskjeller sykefravær. En gjennomgang av noen sentrale aspekter ved kvnners sykefravær, Fafo rapport 18, Fafo, Oslo. 63

70 Appendks 1: Estmerng av fast effekt logt- og tlfeldg effekt probtmodeller Fast effekt logtmodellen I fast effekt logt modellen er sannsynlghetsmaksmerngsestmatoren (SM-estmatoren) konsstent så lenge antall tdsperoder (T) går mot uendelg. I paneldatasett er T mdlertd ofte lten. Grunnen tl at dette problemet oppstår er at antall parametere vokser med utvalgsstørrelsen N, gtt fast T, og v får det som gjerne kalles tlfeldg parameter problemet. 23 Dette problemet er også å tl stede lneære modeller, men problemet løses da, som v har sett, gjennom lneære transformasjoner. Dsse lneære transformasjonene skrer at β kan estmeres konsstent. I dskrete valgmodeller er kke SM-estmatorene for β og µ uavhengge av hverandre. Når T er fast overføres nkonsstensen SM-estmatoren for µ tl SM-estmatorene for β. Derfor får v nkonsstente estmatorer selv om N går mot uendelg. Løsnngen er å bruke betnget sannsynlghetsmaksmerng. Chamberlan (1980) foreslår å betnge hvert sett av observasjoner på antallet ett-tall ( Y = 1) et gtt ndvd har. Den betngede lkelhoodfunksjonen blr da L = N T ( Y 1 = y 1, Y 2 = y2,..., YT = yt Yt ). Pr (A.1) = 1 t = 1 t I det følgende eksemplet antar v stor N og T = 2. Det fnnes da fre mulgheter: ( Y ) ( 0, 0), ( 0,1 ), ( 1, 0) og ( 1,1). Det mdlertd bare utfallene ( 1) og ( 1, 0) 1, Y 2 = nkluderes estmerngen. V har 0, som pr pr ( ) ( 0,1) Y og Y = 1 Y = 1 = = t (A.2) pr ( 0,1) + pr( 1, 0) 23 På engelsk brukes uttrykket ncdental-parameter problem. Se for eksempel Hso (2003). 64

71 = med lgnende uttrykk for pr ( Y = og Y = 0 Y 1) t. Sannsynlghetene lgnng (A.2) nneholder kke µ. Når dsse sannsynlghetene maksmeres får v en betnget fast effekt logt modell. Tlfeldg effekt probtmodellen Korrelasjon µ over td medfører tlfeldg effekt probtmodellen at de T observasjonene på ndvd er fordelt etter en T-varat normalfordelng. Indvd s bdrag tl lkelhoodfunksjonen kan skrves som L = = pr X ( Y = y, Y = y,..., Y = y ) 1 1 2,,..., 2 ( w, w,..., w ) β X β X T β (A.3) 1 2 Φ dw... dw dw 1 T 2 T T T 2 1 På grunn av at avhenggheten felleddet sn helhet skyldes µ, kan de høyere ordens ntegralene elmneres ved å betnge på µ. Dette gr (, w2,..., wt ) = Φ( w 1, w2,..., wt µ ) Φ ( µ ) d Φ w 1 µ (A.4) som er mndre komplsert. 65

72 Appendks 2: Regresjonsresultater fra tlfeldg effekt modeller Tabell A.1 Resultater fra estmerng med tlfeldg effekt probt modell Alle Kvnner Menn Koef. 2 St.fel P>z Koef. St.fel P>z Koef. St.fel P>z Arbedsledghet -0,093 0,006 0,000-0,072 0,008 0,000-0,130 0,012 0,000 Prvat*ledghet -0,025 0,008 0,002-0,048 0,011 0,000 0,019 0,013 0,159 Prvat sektor 0,736 0,054 0,000 0,945 0,083 0,000 0,424 0,081 0,000 Kvnne 0,285 0,018 0,000 Alder -0,014 0,006 0,012-0,026 0,008 0,001-0,003 0,008 0,704 Alder 2 2,2e-04 6,4e-05 0,000 3,3e-04 9,0e-05 0,000 1,4e-04 9,3e-05 0,135 Utdannng -0,051 0,003 0,000-0,036 0,004 0,000-0,063 0,004 0,000 Inntekt -3,8e-04 1,1e-04 0,000 3,8e-04 2,1e-04 0,077-0,001 1,4e-04 0,000 Inntekt 2 2,4e-07 4,9e-08 0,000-1,3e-06 4,8e-07 0,008 3,0e-07 2,5e-08 0,000 Prvat*nntekt -0,002 1,2e-04 0,000-0,002 2,1e-04 0,000-0,001 1,5e-04 0,000 Deltd -0,089 0,022 0,000-0,082 0,024 0,001 4,1e-04 0,061 0,995 Prvat*deltd -0,278 0,037 0,000-0,293 0,043 0,000-0,267 0,091 0,003 Gft 0,048 0,018 0,008 0,082 0,027 0,002 0,030 0,026 0,252 Tdlgere gft 0,220 0,024 0,000 0,292 0,034 0,000 0,160 0,036 0,000 Bedrftsstørrelse -2,1e-04 9,5e-06 0,000-1,9e-04 1,2e-05 0,000-2,6e-04 1,6e-05 0,000 Prvat*bedrftsstr 3,5e-09 7,6e-07 0,996 4,9e-07 1,0e-06 0,636 9,6e-07 1,2e-06 0,405 Fraværsdager 3,2e-05 1,4e-06 0,000 2,8e-05 1,8e-06 0,000 3,9e-05 2,5e-06 0,000 Kvnnedomnert 0,199 0,023 0,000 0,221 0,027 0,000 0,109 0,050 0,030 Prvat*kvnnedom -0,237 0,046 0,000-0,271 0,052 0,000-0,139 0,116 0,229 Mannsdomnert 0,178 0,018 0,000 0,015 0,036 0,680 0,200 0,022 0,000 Gj.snttsalder -2,8e-04 0,002 0,883 0,003 0,003 0,292-0,005 0,003 0,051 Gj.snttsnnekt 7,8e-04 1,6e-04 0,000 7,9e-04 2,4e-04 0,001 9,1e-04 2,3e-04 0,000 Deltdsandel 0,571 0,051 0,000 0,653 0,062 0,000 0,421 0,091 0,000 Gml*ungbedrft 0,008 0,034 0,802 0,070 0,046 0,128-0,063 0,050 0,206 Lav*høynntbedrft -1,101 0,042 0,017-0,020 0,053 0,702-0,214 0,070 0,083 Loglkelhood Observasjoner Avhengg varabel=1 dersom ndvdet har mnst en erstattet fraværsdag år t. 2 Estmatene som presenteres er koeffsenter, kke margnaleffekter. Generelt kan v uttrykke margnaleffekten som ME j f ( Xβ ) β j =. Margnaleffekter evaluert gjennomsnttet av forklarngsvarablene får v ved å multplsere koeffsentene med f ( Xβ ). Her har v f ( Xβ ) = 6,272e 07 for alle, ( X ) = 9,434e 06 kvnner, og ( X ) = 4,516e 07 f β for f β for menn. (Utregnng ved hjelp av en av Statas statstske funksjoner). 66

73 Tabell A.2 Resultater fra estmerng med lneær tlfeldg effekt modell Alle Kvnner Menn Koef. St.fel P>z Koef. St.fel P>z Koef. St.fel P>z Arbedsledghet -1,483 0,079 0, ,124 0,000-1,040 0,105 0,000 Prvat*ledghet -0,256 0,099 0,009-0,990 0,184 0,000-0,438 0,119 0,000 Prvat sektor 6,331 0,641 0,000 15,228 1,302 0,000 5,309 0,742 0,000 Kvnne 1,867 0,212 0,000 Alder -0,300 0,069 0,000-0,450 0,122 0,000-0,134 0,078 0,086 Alder 2 0,005 7,8e-04 0,000 0,007 0,001 0,000 0,003 8,9e-04 0,000 Utdannng -0,279 0,030 0,000-0,262 0,055 0,000-0,306 0,034 0,000 Inntekt -0,013 0,001 0,000-0,011 0,003 0,000-0,013 0,001 0,000 Inntekt 2 4,0e-06 2,5e-07 0,000 7,6e-06 6,0e-06 0,205 3,3e-06 2,2e-07 0,000 Prvat*nntekt -0,016 0,001 0,000-0,041 0,003 0,000-0,011 0,001 0,000 Deltd -0,921 0,285 0,001-1,055 0,382 0,006 1,048 0,572 0,067 Prvat*deltd -2,121 0,473 0,000-3,425 0,662 0,000-2,978 0,896 0,001 Gft -0,026 0,214 0,905-0,166 0,387 0,668 0,049 0,240 0,839 Tdlgere gft 1,801 0,291 0,000 2,638 0,496 0,000 0,843 0,340 0,013 Bedrftsstørrelse -0,002 1,0e-04 0,000-0,002 1,7e-04 0,000-0,001 1,2e-04 0,000 Prvat*bedrftsstr -8,5e-06 9,3e-06 0,360 1,6e-05 1,7e-05 0,362 3,9e-06 1,0e-05 0,702 Fraværsdager 2,3e-04 1,5e-05 0,000 2,9e-04 2,5e-05 0,000 1,9e-04 1,8e-05 0,000 Kvnnedomnert 1,461 0,285 0,000 1,900 0,406 0,000 0,407 0,467 0,383 Prvat*kvnnedom -1,149 0,590 0,052-2,219 0,802 0,006 0,052 1,097 0,962 Mannsdomnert 0,630 0,210 0,003-0,595 0,531 0,262 0,809 0,209 0,000 Gj.snttsalder -0,077 0,023 0,001-0,032 0,040 0,426-0,088 0,026 0,001 Gj.snttsnntekt 0,015 0,002 0,000 0,022 0,004 0,000 0,012 0,002 0,000 Deltdsandel 5,504 0,626 0,000 6,648 0,953 0,000 3,305 0,849 0,000 Gml*ungbedrft 0,318 0,444 0,474 1,217 0,769 0,114-0,564 0,504 0,263 Lav*høynntbedrft 2,674 0,567 0,000-1,117 0,869 0,198 7,018 0,743 0,000 Konstant 18,518 1,762 0,000 19,690 3,108 0,000 15,077 2,018 0,000 Observasjoner R 2 0,0339 0,0267 0,0331 Wald test 2 χ (25) = 4132,93 2 χ (24) = 1630,69 2 χ (24) = 2251,19 Pr> χ 2 = 0,0000 Pr> χ 2 = 0,0000 Pr> χ 2 = 0, Avhengg varabel = Totalt antall erstattede fraværsdager år t 67

74 Appendks 3: Utregnng av margnaleffekter Fast effekt logtmodellen: V får margnaleffekter ved å multplsere koeffsentene med f ( Xβ ). For logt er f ( Xβ ) = P ( 1 P). P er gtt ved logtfunksjonen ( Xβ ) exp 1 + exp( Xβ ). For å få margnaleffekter evaluert gjennomsnttet av forklarngsvarablene har v regnet ut gjennomsnttet av den lneære predksjonen ( X β ), og satt denne nn formelen for P. V har Xβ = 4, for alle, Xβ = 8, for kvnner, og Xβ = 4, for menn (utregnet ved hjelp av Stata). Vser vdere utregnng for menn: exp 1+ exp P ( Xβ ) ( Xβ ) exp = 1+ exp ( 4,259984) ( 4,259984) = 0, ( 1 P) = 0, ( 1 0, ) = 0, Når v multplserer koeffsentene for menn med dette tallet, får v margnaleffekter. 68