Antalet och andelen sjukfall ökade

Som de beskrivande analyserna ovan visar skiljer sig de vårdenheter som införde förenklat läkarintyg från de som inte införde det. Därför blir en direkt jämförelse av olika utfall före och efter införandet missvisande. Difference-in-difference-analysen jämför utvecklingen av olika utfall mellan de som har ”behandlats” (blivit certifierad att skriva förenklade intyg) med de som inte har ”behandlats”, före och efter tidpunkten de förra blev certifierade att skriva förenklade intyg (se metodbilaga för en närmare beskrivning). Effekten mäts som skillnaden i utveckling mellan grupperna.

Nedan redovisas resultaten av tre olika modeller. Analyserna visar att effekterna är genomgående negativa eller positiva, och att resultaten är robusta för justering av en rad förklarande faktorer. Modell 1 visar effekten av att införa förenklat läkarintyg när vi bara tar hänsyn till att olika vårdenheter har olika nivå på utfallet redan före införandet. Men

det skulle kunna finnas en generell tidstrend som gör att sjukskriv-ningarna blev fler under perioden, som inte har med införandet av det förenklade läkarintyget att göra. I modell 2 har vi därför tagit hänsyn även till tidstrender i utfallet. Analyserna visar att det är viktigt att ta hänsyn till tidstrender, eftersom en stor del av de initiala skillnaderna mellan vårdenheter som infört och de som inte infört förenklat läkarintyg kan förklaras av dessa trender.

Det är också möjligt att den demografiska eller socioekonomiska sammansättningen ändrades hos patienterna i samband med att vårdenheterna införde förenklat läkarintyg. Detta skulle kunna ske om personer som vill öka sin chans att bli sjukskrivna aktivt väljer vårdenheter som använder förenklat läkarintyg, och att dessa personer skiljer sig från de patienter vårdenheten tidigare typiskt hade. Efter-som vi saknar information om alla patienter baseras uppgifterna i analysen på alla personer som ansökte om sjukpenning. Slutligen finns det en möjlighet att sjukskrivningarna ökade för att antalet besök på vårdenheterna ökade. Det kan exempelvis bero på att de fick tid att ta emot fler patienter. I modell 3 kontrollerar vi därför dessutom för variationer över tid i socioekonomiska och demo-grafiska faktorer samt förändringar i antalet patientbesök. När vi i analysen tar hänsyn till dessa faktorer har det en mycket liten eller ingen effekt på resultaten.

När en vårdenhet började använda förenklade läkarintyg så ledde det till att antalet nya sjukfall med sjukpenning ökade, liksom andelen av alla patientbesök som ledde till ett sjukfall jämfört med utveck-lingen i de vårdenheter som inte införde förenklat läkarintyg (tabell 2.2). När vi bara tar hänsyn till att olika vårdenheter har olika antal påbörjade sjukfall redan före införandet (modell 1) är den genom-snittliga skillnaden före och efter införandet en ökning med runt 5,3 fler sjukfall per vårdenhet och månad för de vårdenheter som införde förenklade intyg. Tar man hänsyn till generella tidstrender (modell 2) minskar skillnaden mellan vårdenheter som infört och vårdenheter som inte infört förenklat läkarintyg med mer än hälften.

Då ökar antalet sjukfall med knappt 2,4 fler sjukfall per månad och vårdenhet hos de som infört förenklat läkarintyg. När vi dessutom tar hänsyn till variationer över tid i socioekonomiska och demografiska faktorer hos de som ansökt om sjukpenning samt i antalet patient-besök på vårdenheten (modell 3) är den skattade effekten 2,3 fler sjukfall per månad för de vårdenheter som införde förenklat

läkarintyg i jämförelse med vårdenheter som inte införde vid samma tidpunkt och vårdenheter som aldrig införde förenklat intyg. För en genomsnittlig vårdenhet motsvarar det en ökning på drygt 20 procent.

Tabell 2.2. Effekter av införande av förenklat läkarintyg på vård-enhetsnivå på antalet påbörjade sjukfall med sjuk-penning och andelen sjukfall av alla patientbesök per månad

Nya sjukfall Andel sjukfall av alla besök

Modell 1 2 3 1 2 3

Anm.: ***/**/* Visar statistisk signifikans på 1/5/10-procentsnivå. Klustrade standardfel på vårdenhetsnivå är kursiverade.

Vi ser en tendens till samma effekt även om vi i kontrollgruppen bara räknar med de vårdenheter som någon gång införde förenklat läkar-intyg och utesluter de som aldrig införde det (tabell B2 i tabell- och figurbilagan). Då utnyttjar vi bara tidsvariationen i när vårdenheterna införde det förenklade intyget. Analysen ger visst stöd för att antalet sjukfall blev högre efter det att vårdenheterna införde förenklat läkarintyg, men ökningen är bara svagt signifikant (på 10-procents-nivå), och lägre än om vi jämför med alla vårdenheter.

När vi undersöker effekten av det förenklade läkarintyget på hur stor andel av vårdenhetens besök som ledde till ett sjukfall ser vi en statis-tiskt säkerställd ökning med uppskattningsvis 0,4 procentenheter efter införandet, efter justering för andelen sjukfall före införandet, gene-rella tidstrender, samt eventuell förändring i den sociodemografiska sammansättningen eller i antalet patientbesök på vårdenheten.

Denna andel var i genomsnitt 2,2 procent innan vårdenheterna införde det förenklade intyget (tabell 2.1). För en genomsnittlig vårdenhet innebär det en ökning med 15 procent. Detta resultat gäller även om vi utesluter de enheter som aldrig införde intygen i kontrollgruppen (tabell B2 i tabell- och figurbilagan). Ökningen är då 0,3 procent-enheter.

Effekten på antalet sjukfall av att vårdenheter införde förenklat intyg var bestående och ökade över tid (figur 2.1). Skillnaden i antalet sjukfall mellan de vårdenheter som införde förenklat läkarintyg och de som inte hade gjort det vid samma tidpunkt är statistiskt signifi-kant under större delen av perioden, men först cirka 6 månader efter införandet. Efter 10 månader har de vårdenheter som infört förenklat läkarintyg cirka 2 fler nya sjukfall än de som inte har infört intyget vid samma tidpunkt, medan det 10 månader före införande inte var någon skillnad i antalet nya sjukfall per månad (konfidensintervallet korsar 0-linjen vilket innebär att den skattade effekten är noll).

Efter cirka 18 månader hade antalet sjukfall ökat med i genomsnitt cirka 4 stycken fler per månad och vårdenhet. Jämför vi med perioden före införandet var det under de flesta månader ingen statistiskt säker-ställd skillnad i antalet nya sjukfall mellan de vårdenheter som införde förenklat läkarintyg och de som inte gjorde det. Skillnaderna som visas är resultat av den modell som har justerat för vårdenhets-effekter, tidstrender samt förändringar i den sociodemografiska sammansättningen hos de som ansökt om sjukpenning och i antalet patientbesök (modell 3).

Figur 2.1. Utvecklingen av skillnaden i antalet nya sjukfall mellan de vårdenheter som infört och de vårdenheter som inte infört förenklat läkarintyg före och efter att en vårdenhet

Anm.:Figuren visar skattade skillnader i antalet nya sjukfall mellan de vårdenheter som infört (behandlingsgrupp B) och de vårdenheter som inte infört förenklat läkarintyg (kontrollgrupp K) samma kalendermånad, i jämförelse med skillnaden en månad före B infört förenklade intyg.

På den horisontella axeln mäts antalet månader före och efter B blev certifierad att använda förenklade intyg. I figuren motsvararar månad 0 den månad som förenklat läkarintyg infördes.

Månad -1 är den nivå man jämför med. På den vertikala axeln mäts hur stor skillnaden är räknat som antal sjukfall per månad och enhet. Om det finns en effekt på antalet sjukfall av att man införde förenklade intyg kommer konfidensintervallet (de röda strecken) inte korsa den horisontella 0-linjen. Ju större konfidensintervallet är (ju längre streck), desto osäkrare är estimatet av effekten.