En central fråga för den borgerliga kontra-refomismen i Sverige var att åter skapa massarbetslöshet. Denna klassdiskriminerande politik kallas numera i de nationalekonomiska omgivningarna för den naturliga arbetslösheten[i]. Första steget var att öka den genomsnittliga årsarbetstiden för alla anställda och därigenom friställa en avsevärd del av arbetskraften inom alla yrken och branscher. Det nu nationalekonomiskt motiverade anfallet riktades mot arbetarklassens svagaste medlemmar. Mot dem som var ofta sjuka, sjukliga på annat sätt, som det därefter heter i debatten; sjukbenägna.

För att isolera slagfältet och hindra att solidariteten från de lyckligare lottade bland de arbetande skapade svårigheter spreds myten om att det förekom omfattande fusk med sjukförsäkringen. Egentligen var eventuellt fusk en totalt betydelselös faktor, då utbetalningarna från sjukförsäkringen, då som nu var överfinansierade – genom de sociala avgifter som arbetsgivarna drar från de anställdas lön tillsammans med inkomstskatten innan lönen betalas ut.

En tidig variant av hetsen mot rätten till ersättning för inkomstbortfall vid frånvaro som orsakats av sjukdom var det omfattande statistiska arbete som syftade till att förankra åsikten att sjukförsäkringen utnyttjades till att stanna hemma och titta på TV, var den så kallade OS-sjukan. Den hetsen förekom redan i min ungdom, på 1970-talet, vill jag minnas.

Broschyren jag tar upp här, Bruk och missbruk av sjukförsäkringen[ii], av

Magnus Henrekson, Kari Lantto och Mats Persson © 1992 Författarna och SNS Förlag, är alltså inte vare sig den första eller sista i ämnet.

Inte heller vare sig den första eller sista i ämnet för författarna eller SNS. Och dessutom har mängder av andra författare, tankesmedjor, enmansutredare och förlag haft sina slevar i grytan.

Men den aktuella broschyren är till skillnad från många andra faktiskt ett försök att bevisa att propagandan för avveckling/privatisering av de sociala försäkringssystemen har något slags vetenskaplig grund. Närmare bestämt att den generella sjukförsäkringen med hög ersättning på lönegrundad nivå från sjukfallets första dag skulle skapa oöverstigliga kostnader genom ”moral hazard” dvs. fusk.

Jag ska inte trötta läsarna med någon genomgång av hela broschyren.

Jag nöjer mig med det centrala. Först och främst författarnas underbyggnad för myten om måndagssjukan, ”anställda som stannar hemma från arbetet på måndag efter en helg av utsvävningar[iii]”. Intressant nog refererar SNS ekonomerna till en tidigare utredning, av Törnevik och Eeg-Olofsson (1984) vilka ”trots konstaterandet att insjuknandet oftast inträffade på måndagar och mycket sällan på lördagar och att, dessutom, fredagen påfallande ofta var den sista ersatta dagen – ’inga belägg för ett allmänt utbrett missbruk av sjukpenningen i form av korttidsfrånvaro’. De bedömde att det funna mönstret var en ’naturlig konsekvens av sjukdomspanoramat i befolkningen och RFV:s regler’” (s. 31).

Författarna till ”Bruk och missbruk” skriver att de skulle fördjupa Törevik – Eeg-Olofssons analys.

Men det gör de icke. I stället kommer de med en brasklapp: ”Vi står inför ’sample selection bias’ i meningen att korta sjukfall (de fall som uppstod under helgen men också avslutades då) aldrig kommer med i statistiken. En korrekt analys kräver en relativt avancerad statistisk studie.” (Bruk och missbruk s.106, not 10)

Den analys som presenteras i broschyren är alltså inte korrekt. Så långt kan man instämma i författarnas beskrivning av sitt verk. Däremot är det knappast någon avancerad statistisk analys som krävs för att motbevisa påståendet i avsnittet Slutsatser att: ”måndagssjukan, om den finns, verkar minst lika mycket bero på att man varit ute och slarvat under helgen som på planerad frånvaro.”

Det statistiska underlaget för måndagssjukan i ”Bruk och missbruk…” fokuserades på 1988, det år då sjukersättningen i princip betalades ut från första dagen – noll karensdagar(!) och dessutom omedelbart gav 90 procent av lönen i ersättning.

Diagrammet nedan finns med i ”Bruk och missbruk…”. Författarnas systematiska vantolkning av detta är själva kärnpunkten i deras bedrägeri.

Ovanstående är alltså vad som står i RFV:s register, det verkliga utfall som vi skall undersöka om det kan tänkas påvisa någon måndagssjuka. ”Ärvärdet” som det också kallas.

Med tanke på att antalet sjukanmälningar på måndagen utgör 30,0 procent av samtliga anmälningar framstår kanske måndagssjukan som sannolik. Till exempel om man jämför med ett börvärde, ett antagande om hur det skulle vara annars där anmälningsfrekvensen var lika stor söndag som måndag som tisdag osv. hela veckan, dvs. 100 % dividerat med sju, ungefär 14,3 procent varje dag.

Enligt författarnas brasklapp registrerades dock icke anmälningsdagar som enbart omfattade arbetsfri lördag och/eller söndag.

Det är sant, men långtifrån hela sanningen.

Enligt regeringens Proposition Prop. 1986/87:69 gällde att:

För den dag då anmälan om sjukdomsfallet gjordes hos den allmänna försäkringskassan och de följande 13 dagarna i sjukperioden utges sjukpenning som svarar mot sjukpenninggrundande inkomst av anställning endast under förutsättning att den försäkrade skulle ha utfört förvärvsarbete om han inte hade varit sjuk.

Utges sjukpenning för tid före anmälan skall dock vad som föreskrivs i första stycket gälla som om den första ersättningsdagen var sjukanmälningsdag[iv].

Av propositionen framgår också att detta skulle införas december 1987, så det är knappast någon tvekan om att den var det som gällde vid den tidpunkt som Figur 4.1b gäller, mars 1988[v].

Kalendereffekter:

Låt oss börja analysen av regelverkets konsekvenser för de längre sjukfallen: För sådana sjukfall som omfattade minst 14 dagar betalades ersättning ut för samtliga (vecko-)dagar, oberoende av om den sjuke skulle ha arbeta eller varit ledig.

För sjukfall som omfattar mindre än 14 dagar gällde att de dagar då den sjuke skulle ha varit ledig inte gav rätt till ersättning. Detta får till effekt bland annat vissa sjukfall som pågått under 19 kalenderdagar kunde komma att räknas som så lite som 13 sjukpenningdagar. Detta när sjukanmälningsdagen var torsdag, fredag eller lördag.

De verkligt korta fallen, ”de fall som uppstod under helgen men också avslutades då” räknas bara i fall de anmäls måndag till fredag (1 dagsfall) respektive söndag till fredag (2 dagarsfall).

Kalendereffekterna hindrar dock inte alls att man räknar fram ett börvärde som kan användas för att avgöra i fall variationerna i frekvens mellan veckodagarna kan tänkas vara orsakade av regelverket. Regelverkets kalendereffekter medför bara att även det påhittade börvärdet med lika antal alla dagar måste behandlas på samma sätt.

För att få fram ett börvärde som täcker in alla möjliga kombinationer krävs att vi kollar effekten på 7 * 13 = 91 fall. Sju veckodagar gånger 13 olika fall, ett fall vardera med sjuktiden 1, 2, 3, osv. till och med 13 dagar.Vi börjar med en sådan så kallad sanningstabell som bara tar upp och visar bortfallet

Tabell 1. Bortfall ur registreringen

De genomstrukna siffrorna uppe till vänster i tabellen markerar de fall som faller bort helt genom regelverkets konstruktion.

För att kunna skapa ett någotsånär trovärdigt börvärde att jämföra med måste dessa bortfall återställas.

Dessutom duger det inte med 1:or i alla cellerna. Det är mycket vanligare att sjuka bara behöver stanna hemma någon enstaka dag än att de förblir sjuka och borta från jobbet i flera veckor.

Siffror ur verkligheten för att ersätta 1:orna med finns också i broschyren ”Bruk och missbruk”. Fast i ett annat sammanhang.

För att de siffror som går att läsa ut ur diagrammet ska kunna användas vid framställning av vårt börvärde måste diagrammets nivåer för en- och tvådagarsfallen lördag-söndag – de genomstrukna talen Tabell 1. – höjas till den nivå de skulle ha uppnått i fall även dessa fall räknats.

Till endagsfallens volym där det saknas två fall, skall det till den redovisade volymen (100%) adderas 2 st. saknade fall dividerat med 5 redovisade fall (2*(100/5) = 40 %) vilket ger resultatet 140. Tvådagars fallens volym justeras blir enligt motsvarande till 81,6 % * 1,166 = 95,2

Tabell 2. Fallängder med andel av fallen, justering för bortfall samt omräkning till avslutade fall per sjukdagsnummer

Därefter delas de olika långa fallens procenttal upp på veckans dagar och får ersätta 1:orna i Tabell 1.

Tabell 3. Fallängder, andel av fallen när anmälningsdagarna fördelas lika över veckans dagar och samma med andel av fallen per fallängd som i Figur 4.5, justerat för bortfall.

De tidigare genomstrukna siffrorna har tagits bort och de nu genomstrukna siffrorna markerar de sjukfall där anmälningsdagen kommer att överföras till måndag (”uppsamling” som det kallas i Bruk och missbruk[vi]).

När resultatet av bortfallet och överföringen av anmälningar från lördag-söndag till måndag ”uppsamlingen” sedan normaliserats så att summan för veckodagarna åter blir 100 % har vi fått fram ett börvärde som är byggt på antagandet att lika många sjukfall av varje varaktighet i sjukdagar räknat anmäls varje veckodag. Detta börvärde har sedan bearbetats enligt samma regelverk som de verkliga siffrorna. Slutresultatet framgår nedan.

Det står läsaren fritt att tolka skillnaderna mellan börvärde och ärvärde hur han eller hon vill. Men det verkar inte vara läge för att påstå att det höga antalet registrerade anmälningar på måndagen kan ge anledning att ens misstänka att det förekommer någon måndagssjuka. Misstänkliggörandet måste byggas på något annat. Den som vill göra karriär på detta kan exempelvis utnyttja det oväntat stora antalet anmälningar på söndagen.

Go ahead, make my day!