55 / 60
55
Bilaga 3 – De empiriska modellerna
I analysen av rehabiliteringskedjans effekter på återgången i arbete
skattas en Cox proportional hazard-modell. En sådan skattar
individen i:s sannolikhet att avsluta sjukfallet vid tidpunkten t, givet
att sjukfallet har pågått fram till t-1,
)t(θ
i
, enligt följande:
)(
2008
2008
)( )(
log
t
juli
juli
t
tθ
i
i
i
i
'X
,
(1)
där
)t(θ log
i
är en funktion av
)t(
, som fångar det generella
utflödet från sjukskrivning under uppföljningsperioden.
i
X
är en
vektor som beskriver den försäkrade enligt de data som finns
tillgängliga, och
anger hur olika egenskaper samvarierar med
sannolikheten att avsluta sjukfallet vid olika tidpunkter. ”2008” och
”juli” är dummyvariabler som anger vilket år (1=2008, 0=2007) och
månad (1=juli, 0=juni) sjukfallet påbörjades. Notera att månads-
variabeln inte är tidsvarierande men att den generella tidsprofilen
innan rehabiliteringskedjans införande fångas av
).t(
Detta innebär
att ”2008” och ”juli” fångar upp potentiella skillnader mellan 2007
och 2008 och mellan juni och juli. Effekten av rehabiliteringskedjan
fångas som skillnaden i förhållandet mellan juni- och juligruppens
sjukskrivningstider efter införandet av rehabiliteringskedjan. Efter-
som betydelsen av rehabiliteringskedjan kan förväntas variera med
sjukfallslängden, i synnerhet vid prövningarna av sjukpenningen vid
91 och 181 dagar, studeras effekten i fyraveckorsepisoder. Effekten
av reformen återges i interaktionstermens koefficient
)t(
. I skatt-
ningen tillämpas Breslows approximation. De estimat som genereras
är i stort sett identiska med dem som genereras då mer exakta skatt-
ningsmetoder används.