Utifrån de fem variabler som beskrivits ovan har jag konstruerat tre multinomiala logistiska regressionsmodeller som är skapade för att undersöka läkarens roll i den rättsliga beslutsprocessen25. Den beroende variabeln är i samtliga modeller graden av förtidspension domstolen beslutar att utge. För att underlätta redovisningen om-nämns kategori 1 (67-100 procents förtidspension) som hel
för-25Valet av multinomial logistisk regressionsanalys har gjorts med bakgrund av att den beroende variabeln (den grad av förtidspension domstolen dömer till) inte var normalfördelad. Variabeln ser heller inte identisk ut mellan de olika perioderna. Som konstaterats tidigare ändrades skalan enligt vilken förtidspension kunde utgå mellan 1980-talspopulationen och 1990-talspopulationen. Tyvärr levde modellen inte heller upp till antagandet om proportionella odds som är en förutsättning för att använda ordered logistic regression (Hoffmann 2004:71). För en beskrivning av vad en multinomial logistisk regressionsmodell är och hur den avläses, se kapitel 3.
tidspension och kategori 2 (25-50 procents förtidspension) som partiell förtidspension. I samtliga modeller utgörs referenskategorin av domstolens beslut att neka den klagande rätten till förtidspen-sion (kategori 3). Det innebär att det som mäts är de olika variab-lernas inverkan på de relativa chanserna för en individ att få partiell eller hel förtidspension istället för att nekas rätten till förtidspen-sion.
I modell 7:1 redovisas resultaten för 1980-talspopulationen. Det går här att utläsa att den intygsskrivande läkarens bedömning av arbetsförmågan fungerar mycket väl när vi vill predicera vilken grad av förtidspension individen får. En enhets ökning i läkarens bedömning av arbetsförmågan (t.ex. från halv arbetsoförmåga till hel arbetsoförmåga) är förbunden med en elvafaldig ökning i odds (10,970) att en individ ska få partiell förtidspension relativt oddset för att inte erhålla förtidspension alls (1). På samma sätt leder en enhets ökning i läkarens arbetsförmågebedömning till att chanserna för att få hel förtidspension jämfört med att inte få någon pension alls trettonfaldigas (13,692).
Modell 7:1 Mul tinomial ligi s ti s k reg re s s ion Fö r säk ring s rät ten för söd ra S verige 1983-86 Referenskategori = 0 % förtidspension Koefficienter 25-50 % förtidspension Koefficienter 75-100 % förtidspension Exp () Exp () Intercept -7,860 *** -7,347 *** Läkare 1: arbetsförmåga 2,395 10,970*** 2,617 13,692*** F.läkare: arbetsförmåga 1,130 3,095 1,284 3,611* Diagnos: psykisk 0,011 1,011 -0,310 0,733 Diagnos. rörelseorgan 0,904 2,469 -0,804 0,448
Note R2= 0,457 (Cox & Snell), 0,517 (Nagelkerke), 0,284 (McFadden), X2= 28,72. *** signifikans på 1 %-nivå, ** signifikans på 5 %-nivå, * signifikans på 10 %-nivå.
Chansen för att en individ ska få hel snarare än ingen förtids-pension är tre gånger högre vid en enhets ökning i
försäkrings-läkarens bedömning av arbetsförmågan (3,611). Försäkrings-läkarens utlåtande tycks dock inte på ett signifikant sätt påverka möjligheterna att få en partiell förmån relativt att inte få någon förmån alls. Resultaten gäller när vi kontrollerar för effekten av övriga variabler.
Diagnosvariablerna fungerar dåligt som indikatorer för dom-stolens beslut under denna period. Även då det är en grov upp-skattning av diagnosens effekt går det att dra slutsatsen att det inte spelar någon roll för domstolens beslut huruvida den enskilde fått en psykiatrisk, en muskuloskeletal eller någon annan diagnos. Istället är det läkarens bedömning av arbetsförmågan som utgör det huvudsakliga underlaget för domstolens ställningstagande. Detta tyder i sin tur på att Försäkringsrätten inte tog ställning till sjuk-domsbegreppet, utan bara till arbetsförmågabegreppet. Att bedöma huruvida en individ var frisk eller sjuk tycks ha legat utanför dom-stolens upplevda kompetensområde. Frågan som uppenbarar sig är givetvis hur den kausalrättsliga orsaksbedömningen faktiskt gick till om sjukdomsbegreppet i sig låg utanför den juridiska kompetensen. Detta är dock ett rimligt resultat med tanke på att kausalitetskraven på sambandet mellan sjukdom och arbets-oförmåga inte var speciellt hårda under denna period. Sammanfatt-ningsvis går det att konstatera att det framförallt var den intygs-skrivande läkarens bedömning av arbetsförmågan som låg till grund för domstolens beslut under perioden 1983-86. Totalt sett fungerar modellen väl för att predicera utfallet av domstolens be-slut, med ett pseudo R2på mellan 0,45 och 0,52.
Det övergripande förklaringsvärdet för modell 7.2 som redovi-sar resultaten för 1990-talspopulationen är ytterligare lite högre, med ett pseudo R2 på mellan 0,53 och 0,62. I den första delen (partiell förtidspension) av modell 7.2 går det att utläsa att odds-kvoten för läkarens bedömning av arbetsförmågan inte blir signifi-kant. Däremot återfinns ett signifikant exp (B) värde för försäkringsläkarens bedömning av arbetsförmågan och för musku-luskeletala diagnoser. Läkarens bedömning tycks alltså inte ha nå-gon effekt för huruvida en individ får en partiell förmån eller om hon nekas rätten till förtidspension, när vi kontrollerar för effekten av övriga variabler. En ökning med en enhet i försäkringsläkarens bedömning leder dock till en 17 gånger högre chans (17,798) för
individen att erhålla en partiell förmån relativt chansen att inte få någon pension alls (1).
Modell 7:2 Mul tinomial logi s ti sk reg re s sion Kam mar rä t te n 1993-96
Referenskategori = 0 % förtidspension Koefficienter 25-50 % förtidspension Koefficienter 75-100 % förtidspension Exp () Exp () Intercept -5,664 *** -14,310 *** Läkare 1: arbetsförmåga -0,002 0,998 2,663 14,341*** F.läkare: arbetsförmåga 2,879 17,798*** 3,644 38,239*** Diagnos: psykisk 0,490 1,632 0,681 1,977 Diagnos. rörelseorgan 1,556 4,741** -0,116 0,890
Note R2= 0,533 (Cox & Snell), 0,618 (Nagelkerke), 0,385 (McFadden), X2= 109,625. *** signifikans på 1 %-nivå, ** signifikans på 5 %-nivå, * signifikans på 10 %-nivå.
Det går också att utläsa att en muskuloskeletal diagnos ökar möjligheterna att erhålla partiell pension med fyra gånger (4,741). Denna effekt kvarstår dock inte när den andra delen av modell två studeras. Här fungerar ingen av diagnosvariablerna som pålitliga indikatorer. Däremot är Exp (B) värdena för såväl läkarens som försäkringsläkarens bedömning av arbetsförmågan signifikanta. Vid en jämförelse ser vi också att oddskvoten för försäkringsläkarens bedömning är mer än dubbelt så stor som den för läkarens bedömning. Detta betyder i klartext att försäkringsläkarens rekommendationer är den tyngst vägande faktorn för att kunna förutsäga domstolens beslut. De reformer som syftade till att förstärka försäkringsläkarens roll i myndighetens beslutsprocess tycks alltså även ha fått effekter för domstolarnas sätt att nå ett beslut.
När modell 7.3 (Kammarrätten 2003-06) slutligen studeras blir det klart att endast en av de införda variablerna får ett signifi-kant exp(B) värde i den första delen (partiell förtidspension). Det rör sig här om försäkringsläkarens bedömning av arbetsförmågan.
Modell 7:3 Mul tinomial logi s ti sk reg re s sion Kam mar rä t te n 2003-06 Referenskategori = 0 % förtidspension Koefficienter 25-50 % förtidspension Koefficienter 75-100 % förtidspension Exp () Exp () Intercept -2,627 -3,398 Läkare 1: arbetsförmåga -0,520 0,595 0,634 1,885 F.läkare: arbetsförmåga 2,322 10,197*** 1,941 6,962** Diagnos: psykisk -0,070 0,933 -1,999 0,135* Diagnos. rörelseorgan 1,234 3,435 -0,440 0,644
Note R2= 0,372 (Cox & Snell), 0,421 (Nagelkerke), 0,216 (McFadden), X2= 28,72. *** signifikans på 1 %-nivå, ** signifikans på 5 %-nivå* signifikans på 10 %-nivå.
Vart stegs ökning i dennes bedömning är förbunden med en 9 gånger högre chans att erhålla partiell förtidspension relativt chan-sen att inte erhålla förtidspension alls. Övriga variabler predicerar inte signifikant att en individ får partiell pension jämfört med att han/hon nekas rätten till pension. I den andra delen (hel förtids-pension) av modellen återfinns två signifikanta exp(B) värden. Den första är oddskvoten för försäkringsläkarens bedömning av arbetsförmågan (6,962) och den andra är psykisk diagnos (0,135). Det första värdet ska tolkas som att varje enhets ökning i försäkringsläkarens bedömning av arbetsoförmågan ökar oddset för att domstolen ska döma till hel ersättning jämfört med ingen er-sättning med 6,962. Det andra värdet ska tolkas som att oddsen för att en individ ska få hel förtidspension jämfört med ingen för-tidspension minskar med 0,135, eller 740 procent. Detta betyder att en person med en psykisk diagnos har en mycket starkt förhöjd risk att inte få förtidspension, när värdet för övriga variabler konstanthålls. Slutligen går det att konstatera att modellens övergripande förklaringsvärdet är betydligt mindre under perioden 2003-06 (pseudo R20,37 eller 0,42) än under tidigare perioder.