Livsstil, arbeidsmiljøbelastninger og helseulikheter blant 55-årige menn
Background
. The article analyses effects of health during young adulthood, lifestyles during adulthood, and working conditions on variations in general health among men aged 55.
Material and methods
. Data were obtained from interviews in 2001 in a nation-wide sample of men born in 1946 (N = 380). Additive indices were constructed for health problems at age 55, health problems at age 25, smoking habits, physical exercise and weight problems during adulthood, and physical and psychological working conditions and working time. The indices were analysed by correlation and multivariate regression.
Results
. Significant bivariate correlations were found between health problems at age 55 and all the explanatory variables. In the multivariate regression analysis, only health at age 25 and physical and psychological working conditions had significant effects.
Interpretation
. The analysis indicates the relevance of a life-course perspective on health. Health problems as young adults and physical/ psychological working conditions appeared as important explanations for health variations among men in their mid-fifties. An unexpected finding was that variations in lifestyle had practically no effect when adjustments for previous health and working conditions were made. Sources of error are discussed.
Blant menn i 50-årsalderen er dødeligheten betydelig høyere enn i foregående aldersgrupper, uførepensjoneringen øker, kronisk sykelighet blir mer utbredt og flere vurderer egen helsetilstand som dårlig (1) – (3). Mange er fortsatt ved god helse, men en økende andel opplever helsesvikt av forskjellig alvorlighetsgrad.
Hva er årsakene til helsevariasjonene blant middelaldrende menn? Et livsløpsperspektiv på helse er blitt fremtredende i epidemiologisk forskning (4, 5). Her ses helsetilstanden i enhver livsfase i stor grad som et resultat av påvirkninger gjennom hele livsløpet. Allerede fosterets omgivelser kan være av betydning (6), og deretter vil materielle og sosiale omstendigheter i barndom og ungdom bygge opp eller bryte ned kroppslige og psykiske ressurser av betydning for fremtidig helse (7). Gjennom voksenlivet påvirkes organismen videre av materiell levestandard, psykososiale omstendigheter, arbeidsmiljø og helsevaner. Et individs helse på et bestemt tidspunkt kan derfor forstås som en manifestasjon av de kroppslige og psykiske tilstander som er dannet av akkumulerte miljøpåvirkninger gjennom livsløpet.
Dette perspektivet anvendes i denne artikkelen, der det gjøres forsøk på å forklare helseulikhetene blant middelaldrende menn ved hjelp av indikatorer for tre livsløpsforhold. For det første kan omgivelser i barndom og ungdom ha frembrakt helsevariasjoner som individene trekker med seg gjennom voksenlivet. For det andre kan usunne vaner som voksen i form av røyking, mangel på mosjon og uheldig kosthold bidra til helsesvikt som middelaldrende (8). For det tredje kan belastninger fra et uheldig arbeidsmiljø gjennom yrkeslivet føre til senere helseproblemer (9). Målsettingen med artikkelen er å undersøke i hvilken grad helsevariasjonene i et landsdekkende utvalg av 55-årige menn kan forklares av disse tre livsløpsforholdene. Analysene tar ikke sikte på å undersøke sammenhengen mellom spesifikke sykdommer og spesielle livsstilsfaktorer eller arbeidsmiljøkomponenter, men prøver å vise mer generelt betydningen av helse som ung voksen og livsstil og arbeidsmiljøbelastninger gjennom voksenalderen for variasjonene i generell helsetilstand midt i 50-årsalderen.
Materiale og metoder
I 2001 foretok Statistisk sentralbyrå personlige intervjuer av om lag en times varighet med et utvalg menn født i 1946 på oppdrag fra prosjektet Livsløp og sosial ulikhet i helse blant 55-årige menn, finansiert av Norges forskningsråd (10). Bruttoutvalget på 596 menn ble trukket tilfeldig og landsrepresentativt i samsvar med Statistisk sentralbyrås vanlige rutiner. Det ble oppnådd intervjuer med 380 respondenter (64 %). Disse besvarte spørsmål om helse og andre levekårsforhold på intervjutidspunktet. Intervjuene hadde dessuten en omfattende retrospektiv del som blant annet inneholdt spørsmål om yrkesaktivitet og yrke, arbeidsmiljø, røyking, mosjon og helse i 25-årsalderen og 40-årsalderen.
Svarene på relevante enkeltspørsmål er brukt for å konstruere additive indekser for helseproblemer i 55-årsalderen, helseproblemer i 25-årsalderen, røyking, mosjonsvaner og vektproblemer som voksen, og fysisk og psykisk arbeidsmiljø og arbeidstidsordning i løpet av yrkeslivet. Indekser er velegnet når siktemålet ikke er å oppspore spesifikke risikofaktorer for enkeltsykdommer, men å kartlegge de generelle sammenhengene mellom livsstil, arbeidsmiljø og helse. Det flerdimensjonale i så vel helse og livsstil som arbeidsmiljø blir bedre reflektert ved å bruke indekser som trekker på flere sider ved begrepet. Tilfeldige målefeil på enkeltspørsmål kan dessuten til en viss grad nøytraliseres ved å kombinere svarene fra flere indikatorer til en indeks (11).
Høyere indeksverdi indikerer flere helseproblemer eller mer antatt helseskadelige miljøpåvirkninger (tab 1). I de få tilfellene der svar manglet på enkeltspørsmål, er respondentene gitt utvalgets medianverdi. Fysisk og psykisk arbeidsmiljø er målt med spørsmål hentet fra Statistisk sentralbyrås levekårsundersøkelser (12), og gjelder forhold som trekk, kulde, risting, støy, farlige kjemiske stoffer, tunge løft, stort arbeidspress, mulighet til å bestemme arbeidstempo selv, kontroll fra overordnede, konflikter med ledelse eller kolleger, m.m. Indeksene for røyking, mosjon og arbeidsmiljø bruker bare opplysningene for 25- og 40-årsalderen. Antakelsen er at livsstil og arbeidsmiljø forårsaker helseutviklingen, men denne årsaksretningen kan ofte være omvendt i 55-årsalderen. Økende helseproblemer i denne livsfasen kan føre til at respondentene endrer livsstil, skifter arbeid for å minske arbeidsmiljøbelastningene eller går ut av arbeidslivet (47 respondenter var ikke yrkesaktive som 55-åring). I 55-årsalderen kan derfor årsaksretningen mellom helse og livsstil/arbeidsmiljø gå begge veier, og derfor er ikke opplysningene om livsstil og arbeidsmiljø i 55-årsalderen inkludert i indeksene. De som var uten arbeid i 25-årsalderen (to respondenter) og i 40-årsalderen (11 respondenter) er gitt verdien null i arbeidsmiljøbelastninger på disse tidspunktene. Indeksen for vektproblemer kan antas å være en indikator for usunt kosthold gjennom voksenalderen.
Tabell 1
Konstruksjonen av de additive indeksene, utvalgets fordeling (%) på de enkelte indikatorene. N = 380 menn født i 1946
Indeks | Indikatorer | Verdier brukt i den additive indeksen, fordeling (%) på indikatoren |
Helseproblemer alder 55 år | ||
Variasjonsbredde 0 – 8 | Antall kroniske lidelser | 0 = ingen eller en (47 %), 1 = to (21 %), 2 = tre (12 %), 3 = fire eller flere 20 %) |
Gjennomsnitt 2,55 | Aktivitet begrenset av helseplager | 0 = liten/ingen grad (67 %), 1 = i noen grad (22 %), 2 = i høy grad (11 %) |
Standardavvik 2,23 | Egenvurdert allmenn helsetilstand | 0 = meget god (29 %), 1 = god (46 %), 2 = middels (18 %), 3 = dårlig (8 %) |
Helseproblemer alder 25 år | ||
Variasjonsbredde 0 – 4 | Sykehusopphold i 20-årene | 0 = nei (78 %), 1 = ja (22 %) |
Gjennomsnitt 0,69 | Langvarig sykdom i 20-årene | 0 = nei (89 %), 1 = ja (11 %) |
Standardavvik 1,01 | Psykiske vansker i 20-årene | 0 = nei (95 %), 1 = ja (5 %) |
Egenvurdert allmenn helsetilstand | 0 = meget god (71 %), 1 = god (25 %), 2 = middels eller dårlig (4 %) | |
Røykevaner i 25- og 40-årsalderen | ||
Variasjonsbredde 0 – 8 | Røyking som 25-åring | 0 = ikke-røyker (38 %), 1 = av og til (10 %), 2 = litt daglig (8 %), 3 = middels (29 %), 4 = mye, 20+ sigaretter daglig (15 %) |
Gjennomsnitt 3,12 | Røyking som 40-åring | 0 = ikke-røyker (51 %), 1 = av og til (8 %), 2 = litt daglig (5 %), 3 = middels (22 %), 4 = mye, 20+ sigaretter daglig (14 %) |
Standardavvik 2,87 | ||
Mosjonsvaner i 25- og 40-årsalderen | ||
Variasjonsbredde 0 – 6 | Mosjon/trening som 25-åring | 0 = nesten daglig (17 %), 1 = 2 – 3 ganger/uke (30 %), 2 = 1 gang/uke (12 %), 3 = mindre (40 %) |
Gjennomsnitt 3,47 | Mosjon/trening som 40-åring | 0 = nesten daglig (14 %), 1 = 2 – 3 ganger/uke (35 %), 2 = 1 gang/uke (16 %), 3 = mindre (36 %) |
Standardavvik 1,96 | ||
Vektproblemer | ||
Variasjonsbredde 0 – 2 | Vektøkning i alderen 25 – 55 år | 0 = under 20 kg (87 %), 1 = 20 kg+ (13 %) |
Gjennomsnitt 0,22 | Kroppsmasseindeks alder 55 år | 0 = under 30 (91 %), 1 = 30+ (9 %) |
Standardavvik 0,50 | ||
Fysisk arbeidsmiljø 25- og 40-årsalderen | ||
Variasjonsbredde 0 – 8 | 17 spørsmål om belastende fysisk arbeidsmiljø alder 25 år | 0 = 0 jasvar (38 %), 1 = 1 – 3 (14 %), 2 = 4 – 7 (16 %), 3 = 8 – 11 (22 %), 4 = 12+ (10 %) |
Gjennomsnitt 2,60 | 17 spørsmål om belastende fysisk arbeidsmiljø alder 40 år | 0 = 0 jasvar (55 %), 1 = 1 – 3 (10 %), 2 = 4 – 7 (16 %), 3 = 8 – 11 (11 %), 4 = 12+ (9 %) |
Standardavvik 2,53 | ||
Psykisk arbeidsmiljø 25- og 40-årsalderen | ||
Variasjonsbredde 0 – 7 | 6 spørsmål om belastende psykisk arbeidsmiljø alder 25 år | 0 = ingen jasvar (53 %), 1 = ett (28 %), 2 = to (15 %), 3 = tre (3 %), 4 = fire+ (2 %) |
Gjennomsnitt 1,34 | 6 spørsmål om belastende psykisk arbeidsmiljø alder 40 år | 0 = ingen jasvar (62 %), 1 = ett (22 %), 2 = to (11 %), 3 = tre (4 %), 4 = fire+ (1 %) |
Standardavvik 1,53 | ||
Arbeidstidsordning 25- og 40-årsalderen | ||
Variasjonsbredde 0 – 2 | Bare dagtid, eller annen arbeidstid alder 25 år | 0 = bare dagtid (67 %), 1 = annen arbeidstid (33 %) |
Gjennomsnitt 0,71 | Bare dagtid, eller annen arbeidstid alder 40 år | 0 = bare dagtid (62 %), 1 = annen arbeidstid (38 %) |
Standardavvik 0,81 |
Sammenhengene mellom indeksene er analysert med korrelasjon og multivariat regresjon (minste kvadraters metode). Forutsetningene for å bruke disse teknikkene er ikke nødvendigvis helt til stede i dette datamaterialet, men teknikkene regnes som robuste og gir sjelden sterkt misvisende resultater om avvikene er moderate (13, 14). Man bør imidlertid først og fremst legge vekt på relativt sterke sammenhenger og hovedmønsteret i resultatene. I den multivariate regresjonsanalysen rapporteres standardiserte regresjonskoeffisienter og forklart varians (R²).
Resultater
Alle de sju forklaringsvariablene hadde signifikante bivariate korrelasjoner med helseproblemer i 55-årsalderen (tab 2). Korrelasjonene var sterkest for helseproblemer i 25-årsalderen og for fysisk og psykisk arbeidsmiljø, men noe svakere for arbeidstidsordning og livsstilsvariablene. Den multivariate regresjonsanalysen (tab 2) forklarte om lag 24 % av variansen i helseproblemer i 55-årsalderen. I den multivariate analysen var det bare helseproblemer som 25-åring og fysisk og psykisk arbeidsmiljø som hadde statistisk signifikante effekter, mens koeffisientene for røykevaner, mosjonsvaner, vektproblemer og arbeidstidsordning var svake og ikke statistisk signifikante.
Tabell 2
Sammenhenger mellom helseproblemer alder 55 år og sju forklaringsvariabler, bivariat (Pearsons r) og multivariat (standardiserte regresjonskoeffisienter). N = 380 menn født i 1946
Forklaringsvariabler | Bivariat | Multivariat |
Helseproblemer alder 25 år | 0,356¹ | 0,293¹ |
Røykevaner | 0,125³ | 0,034⁴ |
Mosjonsvaner | 0,161² | 0,033⁴ |
Vektproblemer | 0,124³ | 0,077⁴ |
Fysisk arbeidsmiljø | 0,326¹ | 0,240¹ |
Psykisk arbeidsmiljø | 0,201¹ | 0,136² |
Arbeidstidsordning | 0,157² | 0,058⁴ |
Forklart varians R² | – | 0,238¹ |
Justert R² | – | 0,224 |
[i] |
[i] ¹ P < 0,001
² P < 0,01
³ P < 0,05
⁴ P > 0,05
Diskusjon
Den multivariate regresjonsanalysen gjorde rede for om lag en firedel av variansen i helseproblemer i dette utvalget av 55-årige menn. Det er en forholdsvis betydelig forklaringsandel som indikerer at det anvendte livsløpsperspektivet kan være nyttig for å forstå hvorfor helsetilstanden varierer blant middelaldrende. Størrelsen på den uforklarte variansen tyder imidlertid på at viktige faktorer ikke er med i modellen, som for eksempel individuelle variasjoner i biologisk aldring, psykososiale belastninger i voksenalderen og helseskadelige eksponeringer i årene nær opp til intervjutidspunktet.
Et påfallende resultat er at livsstilsvariablene (røyking, mosjonsvaner, vektproblem), som alle hadde forventede effekter i den bivariate analysen, i stor grad mistet sin betydning i den multivariate analysen. Dette må ses i lys av at flere av forklaringsvariablene korrelerte med hverandre (resultater ikke vist). Fysiske arbeidsmiljøbelastninger hang sammen med røyking og mindre mosjon, og røyking korrelerte med mosjonsvaner og psykisk arbeidsmiljø. Negative livsløpsforhold har altså en tendens til å henge sammen (15). Når forklaringsvariablene samvarierer, kan en multivariat analyse antyde hvilke faktorer som er av størst selvstendig betydning. Regresjonsanalysen tyder på at livsstilen alene ikke bidrog særlig, men at helseproblemene som 55-åring først og fremst må forklares med helsetilstanden som 25-åring og dessuten med fysiske og psykiske arbeidsmiljøbelastninger gjennom yrkeslivet. I andre studier er det gjort liknende funn. En prospektiv studie blant danske yrkesaktive fant at forverring av egenvurdert helse i en femårsperiode i større grad var forbundet med negativt arbeidsmiljø enn med livsstilsfaktorer (16). I en stor prospektiv amerikansk studie ble det funnet svært små effekter av risikabel helseatferd på endringene i fysisk funksjonsnivå og egenvurdert allmennhelse over en åtteårsperiode (17).
Egenskaper ved utfallsvariabelen kan ha medvirket til disse funnene. I indeksen for helseproblemer veier vanlige muskel- og skjelettplager og egenvurdert allmennhelse tungt. For slike helseproblemer kan arbeidsmiljøbelastningene være særlig viktige. Livsstilen kan ha større betydning for hjerte- og karlidelser og kreft, men slike lidelser vil være underrepresentert i indeksen i forhold til deres betydning for dødeligheten.
I fortolkningen av resultatene må man også ta i betraktning hvilket utvalg som er analysert. Denne studien gjelder bare menn, og funnene gir ikke grunnlag for utsagn om hva som påvirker kvinners helse. Analysene gjelder en fødselskohort som startet sin yrkesaktivitet i 1960-årene, og arbeidsmiljøets betydning kan være annerledes for yngre fødselskohorter. I den opprinnelige kohorten av menn født i 1946 døde om lag 6 % før 25-årsalderen, og ytterligere 6 % døde før fylte 55 år (18). Bruttoutvalget ble trukket blant de gjenlevende i 2001, og de intervjuede (64 % av bruttoutvalget) hadde gjennomsnittlig noe høyere inntekt og utdanning enn de som ikke ble intervjuet (10). Analyseutvalget består derfor av menn som trolig både hadde bedre helse og antakeligvis har vært eksponert for færre arbeidsmiljø- og livsstilsbelastninger enn 1946-kohorten som helhet.
Analysene er basert på selvrapporterte opplysninger, og særlig de retrospektive spørsmålene stilte store krav til respondentenes hukommelse (19). Studier tyder på at til tross for at feilrapportering ikke er uvanlig, gir retrospektive spørsmål ofte en brukbar kartlegging av tidligere livsløpsforhold (20) – (23). Om feilrapporteringen er tilfeldig, fører den heller til en underestimering av sammenhengene enn til en fordreining av hovedmønsteret i resultatene (24). Spuriøse korrelasjoner kan imidlertid oppstå om rapporteringsmønsteret varierer mellom undergrupper (25, 26). Det er ofte antatt at syke vil overvurdere de helseskadelige eksponeringer de har vært utsatt for, men funnene er ikke entydige når det gjelder hvor viktig denne feilkilden er (24, 27) – (29). I undersøkelsen er det mulig at de med helseproblemer har reflektert mer over årsakene til sin helsesvikt og derfor har gitt mer fullstendige opplysninger om tidligere helseforhold og eksponeringer enn de som var uten helseproblemer, noe som i så fall har ført til inflaterte korrelasjoner. Det er heller ikke utenkbart at resultatene i noen grad skyldes at respondenter har vært mer tilbøyelige til å forklare sine helseproblemer med arbeidsmiljøbelastninger enn med livsstilsfaktorer, siden de siste regnes som mindre sosialt akseptable.
Hva utvalgsskjevhet og feilklassifiseringer kan ha betydd for resultatene i denne artikkelen er i siste instans vanskelig å fastslå. Likevel representerer hovedfunnene et tankekors. De bør selvsagt ikke føre til en svekket innsats for å redusere usunn livsstil i befolkningen. Men de tyder på at det forebyggende arbeidet bør i særlig grad legge vekt på arbeidsmiljøets betydning for folks helse.
-
Et livsløpsperspektiv på helse er blitt fremtredende i epidemiologisk forskning
-
Akkumulasjonen av fysiske og psykiske arbeidsmiljøbelastninger gjennom yrkeslivet har betydelig innvirkning på variasjonene i generell helse blant middelaldrende menn
-
Retrospektive kohortstudier gir nyttige data, men har også feilkilder
Statistisk sentralbyrå foretok datainnsamlingen og tilrettela datafilen. Deltakelse i Working Group I: Life-course influences on health, i forskningsnettverket Social Variations in Health Expectancy in Europe organisert av European Science Foundation, har inspirert arbeidet med denne artikkelen.
- 1.
Statistisk sentralbyrå. Befolkningsstatistikk. Døde 2001. www.ssb.no (6.12.2002).
- 2.
Trygdestatistisk årbok 2002. Oslo: Rikstrygdeverket, Utredningsavdelingen, 2002.
- 3.
Norges offisielle statistikk. Helseundersøkelsen 1995. NOS C 516. Oslo: Statistisk sentralbyrå, 1999.
- 4.
Wadsworth MEJ. Health inequalities in the life course perspective. Soc Sci Med 1997; 44: 859 – 69.
- 5.
Ben-Shlomo Y, Kuh D. A life course approach to chronic disease epidemiology: conceptual models, empirical challenges and interdisciplinary perspectives. Int J Epidemiol 2002; 31: 285 – 93.
- 6.
Barker DJP, red. Fetal and infant origins of adult disease. London: British Medical Journal, 1992.
- 7.
Kuh D, Power C, Blane D, Bartley M. Social pathways between childhood and adult health. I: Kuh D, Ben-Shlomo Y, red. A life course approach to chronic disease epidemiology. Oxford: Oxford University Press, 1997: 169 – 98.
- 8.
Folkehelserapporten. Oslo: Sosial- og helsedepartementet, 1996.
- 9.
Temanummer: Arbeidsmedisinsk epidemiologi. Norsk epidemiologi 1999; nr. 9.
- 10.
Hougen HC, Kleven Ø, Opdahl S. Undersøkelse om livsløp og helse blant 55-årige menn 2001. Dokumentasjonsrapport. Notater 02/61. Oslo: Statistisk sentralbyrå, 2002.
- 11.
Smith HW. Strategies of social research. 2. utg. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall, 1981.
- 12.
Rommetveit A. Levekårsundersøkelser 1981/1983/1987/1991/1995. Rapport nr. 110. Bergen: Norsk samfunnsvitenskapelige datatjeneste, 1997.
- 13.
Boyle RP. Path analysis and ordinal data. I: Blalock HM jr., red. Causal models in the social sciences. Chicago: Aldine Publishing Company, 1971: 432 – 52.
- 14.
Kerlinger FN, Pedhazur EJ. Multiple regression in behavioural research. New York: Holt, Rhinehart & Winston, 1973.
- 15.
Blane D. The life course, the social gradient, and health. I: Marmot M, Wilkinson RG, red. Social determinants of health. Oxford: Oxford University Press, 1999: 64 – 80.
- 16.
Borg V, Kristensen TS. Social class and self-rated health: can the gradient be explained by differences in life style or work environment? Soc Sci Med 2000; 51: 1019 – 30.
- 17.
Lantz PM, Lynch JW, House JS, Lepkowski JM, Mero RP, Musick MA et al. Socioeconomic disparities in health change in a longitudinal study of US adults: the role of health-risk behaviors. Soc Sci Med 2001; 53: 29 – 40.
- 18.
Mamelund SE, Borgan JK. Kohort- og periodedødelighet i Norge 1846 – 1994. Rapport 96/9. Oslo: Statistisk sentralbyrå, 1996.
- 19.
Jacobsen G. Analytisk epidemiologi – pasient-kontroll- og kohortstudier Tidsskr Nor Lægeforen 2002; 122: 2636 – 40.
- 20.
Berney LR, Blane DB. Collecting retrospective data: accuracy of recall after 50 years judged against historical records. Soc Sci Med 1997; 45: 1519 – 25.
- 21.
Krieger N, Okamoto A, Selby JV. Adult female twins’ recall of childhood social class and father’s education: a validation study for public health research. Am J Epidemiol 1998; 147: 704 – 8.
- 22.
Scott J, Alwin D. Retrospective versus prospective measurement of life histories in longitudinal research. I: Giele JZ, Elder GH jr., red. Methods of life course research. Qualitative and quantitative approaches. Thousand Oaks: SAGE Publications, 1998: 98 – 127.
- 23.
Blane DB. Collecting retrospective data: development of a reliable method and a pilot study of its use. Soc Sci Med 1996; 42: 751 – 7.
- 24.
Neugebauer R, Ng S. Differential recall as a source of bias in epidemiologic research. J Clin Epidemiol 1990; 43: 1337 – 41.
- 25.
Kristensen P. Bias from nondifferential but dependent misclassification of exposure and outcome. Epidemiology 1992; 3: 210 – 5.
- 26.
Barry D. Differential recall bias and spurious associations in case/control studies. Stat Med 1996; 15: 2603 – 16.
- 27.
Viikari-Juntura E, Rauas S, Martikainen R, Kuosma E, Riihimaki H, Takala EP et al. Validity of self-reported physical work load in epidemiologic studies on musculoskeletal disorders. Scand J Work Environ Health 1996; 22: 251 – 9.
- 28.
Verkerk PH, Buitendijk SE, Verloove-Vanhorick SP. Differential misclassification of alcohol and cigarette consumption by pregnancy outcome. Int J Epidemiol 1994; 23: 1218 – 25.
- 29.
Cockburn M, Hamilton A, Mack T. Recall bias in self-reported melanoma risk factors. Am J Epidemiol 2001; 153: 1021 – 6.