Open access
Research Publication

Hvilke forhold påvirker om en henvisning til BUP avvises?

What factors influence whether a referral to Child and Adolescent Mental Health Services (BUP) is rejected?

Sammendrag

Sammendrag

Mange henvisninger til BUP blir avvist, og det er stor variasjon i andelen avslåtte henvisninger mellom institusjoner, men det er lite systematisk kunnskap om hva som kjennetegner barn og ungdommer som får sine henvisninger avvist. Vi bidra med slik kunnskap gjennom å analysere kjennetegn hos pasienten/familien og fastlegen som påvirker sannsynligheten for at en henvisning blir avvist.
I gjennomsnitt avviser helseforetakene 22 % av henvisningene til BUP, og andelen henvisninger som avvises, varierer fra 3 % til 31 %. Analysene indikerer at variasjonen i liten grad kan forklares med ulike egenskaper ved pasientene og henvisende fastleger. Vi finner at det er en betydelig sosioøkonomisk gradient i de avviste henvisningene, idet sannsynligheten for at henvisningen avvises, er i underkant av 10 % høyere for pasienter hvis foreldres høyeste utdanningsnivå er grunnutdanning eller videregående utdanning. Mange førstegangshenviste pasienter som fikk henvisningen avvist, re-henvises innen kort tid. Totalt 80 % av re-henviste pasienter innvilges rett til helsehjelp.

Nøkkelord

  1. avviste henvisninger BUP
  2. psykisk helse
  3. fastleger
  4. barn og unge

Abstract

Many referrals to Child and Adolescent Mental Health Services (BUP) are rejected, and there is significant variation in the proportion of rejected referrals across health trusts. However, there is a lack of systematic knowledge regarding the characteristics of children and adolescents whose referrals are rejected. In this study, we aim to contribute to such knowledge by analyzing patient/family and GP characteristics that influence the probability of referral rejection.
On average, health trusts reject 22% of referrals to BUP, and the proportion of rejected referrals varies between 3% and 31%. Our analyses indicate that the variation can only be partially explained by patient and GP characteristics. We find a significant socioeconomic gradient in rejected referrals, with a probability of rejection that is almost 10 % higher for patients whose parents have a primary or secondary education. Many patients who have their initial referral rejected are re-referred within a short time, and 80% of re-referred patients are granted access to BUP.

Keywords

  1. rejected referrals to specialist care
  2. mental health
  3. general practitioners
  4. child and adolescents

Innledning

Nasjonal helse- og sykehusplan 2020–2023 slår fast at i 2018 fikk 56 000 pasienter under 18 år behandling i BUP (Meld. St. 7 (2019–2020)). Ifølge planen er det store geografiske forskjeller i omfanget av pasienter som var i kontakt med BUP. I Opptrappingsplan for barn og unges psykiske helse 2019–2024 slås det fast at det er for stor variasjon i andelen henvisninger som blir avslått av BUP (Prop. 121 S (2018–2019)). Høye avvisningsrater kan være en indikasjon på at barn og unge med psykiske problemer/lidelser ikke får den hjelpen de trenger. Store geografiske forskjeller innebærer trolig at barn og unge behandles ulikt avhengig av bosted, noe som er i strid med de helsepolitiske målsettingene.
Forskjeller i tilgang til god behandling kan oppstå på flere nivåer. For det første kan pasienten og dens familie ha ulik oppfatning av om det eksisterer et behov for behandling. For det andre kan pasienten og dennes familie ha ulike behov samt ulik vurdering av nytten av profesjonell hjelp. Pasienten og familien kan også ha ulik evne til å kontakte fastlegen eller annen helsehjelp. For det tredje kan fastlegen vurdere pasienter ulikt og ha ulik evne eller vilje til å henvise. Fastlegene kan også ha ulike informasjon og oversikt over hvilke hjelpetilbud som finnes i pasientens hjemstedskommune. For det fjerde kan kommunene ha ulikt tilbud til barn og unge med psykiske problemer. Til slutt kan helseforetakene (HF) vurdere ulikt ut fra både kapasitet og behandlingsprofil hos institusjonen selv og ut fra kjennetegn ved pasienten, henviseren og henvisningen.
Vi analyserer hvilke forhold som påvirker sannsynligheten for at en henvisning til BUP avvises. Vi fokuserer spesielt på om egenskaper ved pasienten (eller familien til pasienten) eller ved fastlegen har betydning for om henvisningene avvises. I tillegg ser vi på variasjon mellom helseforetak (HF) i avviste henvisninger, og om de samme forholdene, altså egenskaper ved pasienten/familien, og pasientens fastlege kan forklare variasjonen vi observerer. Til slutt ser vi nærmere på hvor mange av de avviste pasientene som henvises på nytt, og hvor stor andel av disse som får behandling.
Lik tilgang til helse og helsetjenester uavhengig av sosioøkonomisk status er et viktig helsepolitisk mål. Flere studier har funnet systematiske forskjeller i bruk av helsetjenester gjennom at personer med høyere inntekt har større bruk av spesialiserte helsetjenester, mens personer med lavere inntekt i større grad bruker primærhelsetjenester (Bago dʼUva & Jones, 2009; Devaux, 2015; van Doorslaer & Masseria, 2004). Også når det gjelder ventetid for somatisk behandling i spesialisthelsetjenestene, ser vi et systematisk mønster, der pasienter med høyere sosioøkonomisk status typisk venter kortere enn andre pasienter (Siciliani, 2016; Landi mfl., 2018; Monstad mfl., 2014; Kaarbøe & Carlsen, 2014). Det er derfor interessant å undersøke om sosioøkonomiske forhold også påvirker sannsynligheten for å motta behandling i BUP, gitt at pasienten har blitt henvist.
Fastlegene har en viktig rolle som portvakt til spesialisthelsetjenesten. Det er rimelig å tro at de kan påvirke sannsynligheten for om henvisninger avvises eller ikke. Ringberg mfl. (2013) finner at det er stor variasjon mellom hvor ofte fastlegene henviser, at kvinnelige fastleger henviser oftere enn mannlige fastleger, at spesialister i allmennmedisin henviser mindre, og at fastleger på fastlønn henviser oftere enn privatpraktiserende fastleger. Riksrevisjonens undersøkelse av fastlegenes henvisningspraksis viser også at fastleger jevnlig henviser pasienter til spesialisthelsetjenesten, selv om de ikke forventer noen medisinsk nytte av utredningen/behandlingen, og at mange sykehusleger jevnlig tar inn pasienter til utredning, selv om det framgår av henvisningen at pasienten ikke burde vært henvist (Riksrevisjonen, 2018). Undersøkelsen indikerer også at uklare ansvarsforhold mellom primær- og spesialisthelsetjenesten gjør at pasienter med behov for psykisk helsehjelp ikke får et godt nok tilbud, samt at de fleste fastleger og sykehusleger som arbeider innen psykisk helsevern, opplever ulik forståelse av når det er behov for spesialisthelsetjenester.
Henriksen mfl. (2020) analyserer hvordan inntaksteamene på BUP i et HF vurderte henvisninger. Metodene som ble brukt, var dokumentanalyse (av 120 pasientjournaler) og fokusgruppeintervjuer med medlemmer av inntaksteamene ved BUP-ene. Analysen viste at henvisningenes tydelighet og inntaksteamenes troskap til gjeldende veiledere øker sjansen for at pasienten innvilges rett til helsehjelp. Analysen viser også at det er store forskjeller i vurderingspraksis mellom de fem BUP-ene de undersøkte.
Vi finner at i gjennomsnitt avviser HF-ene 22 % av henvisningene til BUP, og at andelen henvisninger som avvises, varierer fra 3 % til 31 %. Analysene indikerer at variasjonen i liten grad kan forklares med ulike egenskaper til pasientene og henvisende fastleger. Videre finner vi at både egenskaper ved pasienten/familien og pasientens fastlege påvirker sannsynligheten for at henvisninger avvises. Vi finner at sannsynligheten for at henvisningen avvises, reduseres jo flere konsultasjoner pasienten har hatt med psykisk diagnose de to siste årene før henvisningen avvises, og at det særlig er akutte konsultasjoner (på legevakt) som påvirker sannsynligheten i størst grad. Mer overraskende er det kanskje at sannsynligheten for at henvisningen avvises, synker med alderen. Det øker dersom pasienten er født utenfor Norge, og dersom pasienten bor sammen med bare én forelder. For de to siste resultatene er effektene sterkest for de yngste pasientene, det vil si de under 15 år. Vi finner også at det er en betydelig sosioøkonomisk gradient i de avviste henvisningene, idet sannsynligheten for at henvisningen avvises, er i underkant av 10 % høyere for pasienter hvis foreldres høyeste utdanningsnivå er grunnskole eller videregående utdanning.
Vi finner at pasienter med en mannlig fastlege, en fastlege som ikke er spesialist i allmennmedisin, eller en fastlege som ikke er født i Norge, har høyere sannsynlighet for at henvisningen avvises. Vi finner at fastleger på fastlønn og leger med lange pasientlister gir en økning i sannsynligheten for at henvisningen avvises. Vår analyse av de avviste henvisningene viser at de som får sin henvisning avvist, mottar mer behandling hos fastlegene enn de som innvilges behandling i BUP. I tillegg finner vi at mange førstegangshenviste pasienter som fikk henvisningen avvist, re-henvises innen kort tid. Totalt 80 % av re-henviste pasienter innvilges rett til helsehjelp.

Datagrunnlag og utvalg

I analysen benytter vi data fra en rekke offentlige registre. Fra Norsk pasientregister (NPR) har vi mottatt data om henvisninger til spesialisthelsetjenesten, der vi blant annet har informasjon om når sykehuset mottar og vurderer henvisningen, utfallet av denne vurderingen (om henvisningen avvises eller ikke), hvilken fagavdeling som vurderer henvisningen (basert på avdelingskode), hvilket omsorgsnivå henvisningen gjelder (poliklinisk-, dag- eller døgnbehandling), om henvisningen gjelder utredning/behandling eller annet, og hvem som har sendt henvisningen (vi vet ikke hvilken behandler som har sendt henvisningen, bare at den eksempelvis er sendt av en fastlege).
Informasjon om pasienten og dennes familie er hentet fra SSB. Siden utvalget består av barn og unge, bruker vi informasjon om foreldrenes utdanning og arbeidsdeltakelse. For å kontrollere for forskjeller i behov bruker vi data fra KUHR-registeret. Dette registeret inneholder informasjon om alle kontakter/konsultasjoner med fastlege og legevakt, og vi registrerer antall konsultasjoner der pasienten er diagnostisert med en psykisk diagnose (P-kapittelet i ICPC-2) i en toårsperiode før henvisningen.
Fra fastlegeregisteret har vi bl.a. opplysninger om fastlegenes kjønn, alder, hvor lenge de har hatt autorisasjon, hvilket land de er født i, om de er spesialist eller ikke, og hvor mange pasienter legene har på listen.

Utvalg

I analysen inkluderer vi henvisninger til BUP, det vil si henvisninger til avdelinger med avdelingskode 75, i perioden 2017 til 2019. Vi har avgrenset utvalget til personer mellom 2 og 18 år1, og det var totalt 92 106 henvisninger til BUP i denne perioden. Av disse gjaldt 91 631 henvisning til utredning/behandling, og av disse igjen var 89 919 henvisning til poliklinisk behandling (1 065 henvisninger manglet opplysning om omsorgsnivå, og av de øvrige var 481 henvisning til dagbehandling og 166 henvisning til døgnbehandling). Siden ikke alle HF har tilbud om døgnbehandling, og for å sikre et så homogent utvalg som mulig, avgrenset vi utvalget til polikliniske henvisninger. Videre har vi valgt å ekskludere private sykehus, totalt 1 166 observasjoner. På grunn av at St. Olavs Hospital HF ikke er registrert med henvisninger i 2019, har vi valgt å utelate alle henvisninger til dette HF-et i hele perioden. Totalt gjaldt dette 2 206 henvisninger. Diakonhjemmet sykehus var registrert med seks henvisninger, og disse er utelatt fra analysen, slik at vi totalt har tatt utgangspunkt i 86 552 henvisninger.
I analysen er vi opptatt av om egenskaper ved pasientens fastlege påvirker sannsynligheten for at henvisninger avvises. På grunn av dette avgrenser vi utvalget til henvisninger som er sendt av primærleger, totalt 58 027 henvisninger (ca. 67 % av alle). Fra tabell 1 ser vi at det er et betydelig antall henvisninger der vi mangler informasjon om hvem som henviser (nesten 12 %).
Tabell 1 Oversikt over hvem som henviser til BUP, og andelen avviste henvisninger.
Henvist fra:AntallAndel avvist
Fastlege/primærlege/legevaktslege58 0270,25
Andre kommunale tjenester (for eksempel barnevern og skolelege)10 3460,13
Andre tjenester2 9420,17
Psykisk helsevern1 2030,12
Somatisk spesialisthelsetjeneste3 4890,19
Andre13050,15
Ingen informasjon om hvem som henviser10 2400,14
Totalt86 5520,22

1 Består av følgende mindre grupper: pasienten selv (72), privatpraktiserende spesialister (172), spesialisthelsetjenesten (56) og tverrfaglig spesialisert rusbehandling (5).

På grunn av at noen pasienter ikke har fastlege, eller fordi det mangler opplysninger om fastlegen i fastlegeregisteret, har vi utelatt 828 henvisninger. For noen fastleger mangler det informasjon om en eller flere variabler som vi bruker i analysen (totalt 255 henvisninger), og det endelige utvalget består dermed av 56 944 henvisninger. Disse henvisningene gjelder 49 249 pasienter, 5 048 fastleger og 19 HF. Noen pasienter har altså mer enn én henvisning, og gjennomsnittlig antall henvisninger per pasient i vårt utvalg er 1,16.

Variabler og deskriptiv statistikk

Analysenivået i studien er henvisninger, og den avhengige variabelen i analysene er en dummy-variabel som har verdien 1 om henvisningen blir avvist, og 0 ellers. Tabell 2 viser hvordan andelen avviste henvisninger varierer mellom HF som er inkludert i analysene. Tabellen inkluderer også andelen av henvisningene som mangler informasjon om henviser.
Tre HF/sykehus skiller seg ut med høy andel henvisninger som mangler informasjon om henviser. Dette er Helse Møre og Romsdal HF, Helse Nord-Trøndelag HF og Lovisenberg Diakonale sykehus. Helse Bergen HF, Nordlandssykehuset HF og Sykehuset Østfold HF har en relativt høy andel avviste henvisninger (30–31 %), mens Helse Nord-Trøndelag HF nesten ikke avviser henvisninger (3 %).
Tabell 2 Henvisninger til BUP (alle henvisninger).
 AntallAndel uten info om henviserAndel avviste
Akershus universitetssykehus HF8 9170.000,21
Finnmarkssykehuset HF1 5070.080,11
Helgelandssykehuset HF1 6790.110,15
Helse Bergen HF7 8680.140,31
Helse Fonna HF2 9790.140,12
Helse Førde HF2 0120.080,08
Helse Møre og Romsdal HF4 2680.580,12
Helse Nord-Trøndelag HF9960.450,03
Helse Stavanger HF7 5340.030,20
Lovisenberg diakonale sykehus2 5140.300,22
Nordlandssykehuset HF3 0620.170,30
Oslo universitetssykehus HF5 4490.010,23
Sykehuset Innlandet HF6 3870.130,25
Sykehuset Telemark HF2 4320.020,13
Sykehuset i Vestfold HF4 9040.060,14
Sykehuset Østfold HF6 6060.140,31
Sørlandet sykehus HF5 9660.120,24
Universitetssykehuset Nord-Norge HF3 6300.090,14
Vestre Viken HF7 8420.080,26
Alle86 5520.120,22
Det er rimelig å tro at avvisningsraten varierer mellom fastleger. Dette kan for eksempel skje om kvaliteten på henvisningene varierer mellom fastleger, eller om fastlegene har ulik praksis i forhold til når de henviser pasienter til spesialisthelsetjenesten. I figur 1 viser vi variasjonen i avviste henvisninger for fastlegene i utvalget.
Andelen fastleger som ikke har avviste henvisninger, er 23,3 %. Mange av disse legene har imidlertid henvist få pasienter. Mulige forklaringer til dette kan være at noen fastleger har få barn og unge registrert som listepasienter, at sykeligheten varierer mellom pasientlistene, eller at noen fastleger i større grad behandler denne pasientgruppen selv. Om vi betinger på at legene har minst ti henvisninger, er bare 6,3 % av legene uten avviste henvisninger. Det er relativt stor variasjon i avvisningsratene, noe som tyder på at egenskaper ved fastlegen kan påvirke sannsynligheten for at henvisninger avvises.
Figur 1 Variasjon i avviste henvisninger for fastleger.

Kontrollvariabler

Tabell 3 viser hvilke variabler vi inkluderer i regresjonsanalysen, og deskriptiv statistikk for disse, avhengig av om henvisningen avvises eller ikke, og om forskjellene er statistisk signifikante.
Tabell 3 Variabeldefinisjoner og deskriptiv statistikk (andeler eller gjennomsnitt med standardavvik i parentes) for avviste og ikke-avviste henvisninger.
 Avvist henvisningIkke avvist henvisningDifferanse
Egenskaper ved pasienten   
Gutt0,540,53–0,008
Alder11,84 (3,75)12,17 (3,84)0,321***
Innvandrer (1 om pasienten er født utenfor Norge, 0 ellers)0,080,07–0,009***
Antall konsultasjoner med psykisk diagnose i primær-helsetjenesten i en toårsperiode før henvisningen:   
Hos fastlege2,38 (3,96)3,11 (4,26)0,734***
På legevakt0,03 (0,24)0,05 (0,36)0,021***
Antall øyeblikkelig hjelp opphold (BUP) i en toårsperiode før henvisningen0,05 (0,01)0,07 (0,00)0,022***
Bor sammen med:   
Mor og far0,530,560,035***
Bare mor0,370,33–0,036***
Bare far0,080,08–0,001
Verken mor eller far0,020,020,002
Foreldrenes høyeste utdanning:   
Grunnskole0,120,11–0,014***
Videregående utdanning0,390,38–0,014***
Høyere utdanning0,490,510,028***
I arbeid (1 om minst en forelder har lønnsinntekt, 0 ellers)0,620,660,043***
Sosialhjelp (1 om minst en forelder mottar sosialhjelp, 0 ellers)0,080,07–0,007**
Egenskaper ved fastlegen   
Mann0,560,54–0,015***
År som lege (antall år siden oppnådd autorisasjon)17,49 (10,74)17,38 (10,52)–0,107
Født i Norge (1 om legen er født i Norge, 0 ellers)0,870,880,007**
Fastlønn (1 om legen har fastlønn, 0 ellers)0,060,070,014***
Listelengde/100 (antall pasienter på listen)12,19 (3,53)11,78 (3,51)–0,479***
Spesialist (1 om legen er spesialist, 0 ellers)0,740,760,020***
Antall henvisninger14 26742 677 
Tabell 3 viser at det er relativt små observerbare forskjeller mellom pasienter som får sin henvisning avvist, og de som ikke avvises. Forskjellene er statistisk signifikant forskjellige med unntak for kjønn, om barnet bor med far, om barnet ikke bor med noen av foreldrene, og antall år fastlegen har hatt autorisasjon. De som avvises, har om lag én mindre konsultasjon med psykisk diagnose i primærhelsetjenesten i toårsperioden før henvising, bor i større grad sammen med mor og er registrert med en fastlege som har litt flere pasienter på sin liste, og som i mindre grad er spesialist i allmennmedisin.

Metode

Vi ser først på om noe av variasjonen i avviste henvisninger mellom HF kan skyldes ulik pasientsammensetning eller ulik henvisningspraksis blant fastleger (sammensetningseffekter). For å undersøke dette estimerer vi en enkel regresjonsmodell (OLS) der vi bare inkluderer HF som forklaringsvariabel. I neste steg inkluderer vi HF sammen med forklaringsvariablene fra tabell 3. Om de estimerte avvisningsratene for HF endrer seg lite (mye), indikerer dette at pasientsammensetning og legenes henvisningspraksis forklarer lite (mye) av variasjonen mellom HF i forhold til andelen pasienter som mottar behandling
I andre del av analysen fokuserer vi på om egenskaper ved pasienten eller pasientens fastlege forklarer sannsynligheten for at en henvisning avvises. Noe av forskjellene vi så i tabell 2 og figur 1 kan skyldes ulike behov, for eksempel på grunn av variasjoner i det kommunale tilbudet av psykisk helsevern til barn og unge, eller fordi sykeligheten varierer geografisk. Om kommunen har et godt tilbud, kan det tenkes at pasienter i større grad behandles i kommunen for lettere lidelser, og dermed har større sannsynlighet for å motta behandling når de først henvises til spesialisthelsetjenesten. For å kontrollere for denne type forhold estimerer vi en regresjonsmodell med faste effekter på HF og kommune, se for eksempel Wooldrigde (2010). Dette innebærer at vi bare benytter variasjon mellom henviste pasienter som er bosatt i samme kommune (og ikke mellom pasienter som er bosatt i ulike kommuner). På denne måten kontrollerer vi for alle konstante kommunale forhold (både observerbare og uobserverbare), for eksempel kvalitet og kapasitet i kommunenes egne tilbud til denne pasientgruppen, avstand til BUP, tilbud fra private avtalespesialister og kommunestørrelse.
Vi vet at pasientpopulasjonene til fastlegene kan variere betydelig innenfor kommuner, og derfor estimerer vi også en regresjonsmodell med faste effekter på HF og pasientens fastlege. Siden vi da bare benytter variasjon mellom henviste pasienter som har den samme fastlegen, vil denne spesifikasjonen være bedre egnet for å vurdere betydning av egenskaper ved pasienten (eller familien til pasienten).
I analysen har vi valgt å bruke en lineær sannsynlighetsmodell, delvis på grunn av at estimatene fra lineære regresjonsmodeller har en enkel tolkning, men også fordi det er enklere å inkludere flere faste effekter2. Siden variansen til feilleddet i lineære sannsynlighetsmodeller ikke er homogen, benyttet vi robust variansestimering. Et alternativ til robust variansestimering er clusteranalyse. Som en robusthetstest har vi estimert modeller der vi clustrer på henholdsvis HF-, kommune- og fastlegenivå, og finner at standardfeilene er nærmest identiske med standardfeilene fra robust variansestimering (disse resultatene er tilgjengelig etter forespørsel).
Det er grunn til å understreke at resultatene fra disse analysene ikke kan gis en kausal fortolkning. Det er flere årsaker til dette, men den viktigste er at det vil være uobserverte forhold (som pasientens helsetilstand eller kvaliteten på henvisningen som spesialisthelsetjenesten vurderer) som vi ikke fullt ut kan kontrollere for i analysen.

Resultater

Variasjon i avviste henvisninger mellom HF

Vi estimerer først en enkel regresjonsmodell der vi bare inkluderer HF (tabell 4, kolonne 2 og 3, der kolonne 3 rangerer HF-ene etter avvisningsratene). Utvalget er pasienter som henvises fra primærhelsetjenesten. I analysen sammenligner vi alle HF med den gjennomsnittlige avvisningsraten, slik at en negativ (positiv) koeffisient viser at HF-et avviser færre (flere) henvisninger en gjennomsnittet.
I neste steg inkluderer vi forklaringsvariablene, og resultatet fra denne regresjonen er vist i kolonne 4 og 5. Det er relativt små forskjeller i de estimerte avvisningsratene i de to regresjonene, og vi ser at det å kontrollere for mulige sammensetningseffekter har liten betydning for rangeringen av HF. Dette er en indikasjon på at det er andre forhold enn egenskaper ved pasienter og henvisende leger som forklarer forskjellene mellom HF i andelen henvisninger til BUP som avvises. Et viktig forbehold er imidlertid at vårt mål på pasientens sykelighet (antall konsultasjoner hos fastlege eller legevakt og antall øyeblikkelig hjelp-opphold i en periode før henvisningen) ikke nødvendigvis fanger opp pasientenes reelle behov for behandling i spesialisthelsetjenesten.
Tabell 4 Regresjon med avvist henvisning som avhengig variabel. Robuste standardfeil i parentes.
 Uten kontroll-variablerRangMed kontroll-variabler1Rang
Helse Nord-Trøndelag HF–0,169*** (0,012)1–0,192*** (0,011)1
Helse Førde HF–0,137*** (0,007)2–0,130*** (0,008)2
Finnmarkssykehuset HF–0,099*** (0,010)3–0,092*** (0,010)3
Helse Fonna HF–0,073*** (0,009)4–0,067*** (0,009)4
Universitetssykehuset i Nord-Norge HF–0,061*** (0,007)5–0,053*** (0,008)6
Sykehuset Telemark HF–0,057*** (0,009)6–0,055*** (0,009)5
Helgelandssykehuset HF–0,053*** (0,010)7–0,050*** (0,011)7
Sykehuset i Vestfold HF–0,052*** (0,006)8–0,050*** (0,006)8
Helse Stavanger HF–0,013* (0,005)9–0,009 (0,005)9
Akershus Universitetssykehus HF0,039*** (0,007)100,040*** (0,006)12
Lovisenberg Diakonale Sykehus HF0,040*** (0,012)110,029*** (0,013)10
Sørlandet Sykehus HF0,040*** (0,007)120,048*** (0,007)13
Oslo Universitetssykehus HF0,043*** (0,007)130,036*** (0,007)11
Helse Møre og Romsdal HF0,060*** (0,012)140,050*** (0,012)14
Sykehuset Innlandet HF0,061*** (0,007)150,064*** (0,007)15
Vestre Viken HF0,065*** (0,006)160,069*** (0,006)16
Nordlandssykehuset HF0,097*** (0,010)170,102*** (0,010)17
Sykehuset Østfold HF0,121*** (0,007)180,119*** (0,007)18
Helse Bergen HF0,147*** (0,007)190,147*** (0,007)19
R20,028 0,063 
Antall henvisninger56 944 56 944 

1 Kontrollvariablene er de samme som i tabell 5 nedenfor. ***, ** og *: signifikant på 0,1, 1 og 5 prosents nivå.

Egenskaper ved pasienten og pasientens fastlege og avviste henvisninger

Vi ser nå på hvordan egenskaper ved pasienten og pasientens fastlege påvirker sannsynligheten for at henvisninger avvises. Resultatene er vist i tabell 5. I kolonne 2 viser vi resultatene med faste effekter på HF, kommunenivå og år, mens kolonne 3 viser resultatene når vi inkluderer faste effekter for fastleger (HF og år).3
Vi ser først på egenskapene ved pasienten/familien. Analysene viser at sannsynligheten for at henvisningen avvises, synker med alder. Siden koeffisienten er –0,003 og gjennomsnittlig avviste henvisninger er 0,25, synker sannsynligheten for at henvisningen avvises med (–0,003 / 0,25) = –0,012 eller 1,2 % når pasientens alder øker med ett år. Tilsvarende er sannsynligheten for at henvisningen avvises, 10 % høyere for en pasient født utenfor Norge sammenlignet med en pasient som er født i Norge. Sannsynligheten for at henvisningen avvises, reduseres jo flere konsultasjoner pasienten har hatt med en psykisk diagnose de to siste årene før henvisningen avvises, og det er akutte konsultasjoner (på legevakt) som påvirker sannsynligheten i størst grad (6,8 % vs. 2,8 % reduksjon for konsultasjoner hos fastlege). Antallet øyeblikkelig hjelp-opphold (BUP) de to siste årene har derimot mindre sammenheng med sannsynligheten for at henvisninger avvises. Denne variabelen er statistisk signifikant bare i modellen med faste effekter på leger. Vi ser også at det å bo sammen med bare mor eller far også øker sannsynligheten for at henvisningen avvises, og at effekten er relativ stor. Eksempelvis gir det å bare bo med mor en økning i sannsynligheten for at henvisningen avvises med 13,2 %. Tilsvarende økning i sannsynlighet hvis pasienten bare bor med far, er i underkant av 9 %. Vi ser også at det er en sosioøkonomisk gradient i de avviste henvisningene, idet sannsynligheten for at henvisningen avvises, er i underkant av 10 % høyere for pasienter hvis foreldres høyeste utdanningsnivå er grunnskole eller videregående utdanning.
I kolonne 3 estimerer vi regresjonsmodellen med faste effekter på fastlege. Vi ser at størrelsen på de estimerte sammenhengene blir noe mindre, men vi finner fortsatt en sterk sosioøkonomisk gradient i sannsynligheten for å motta behandling i spesialisthelsetjenesten.
Hva så med egenskaper hos fastlegen? Her finner vi at pasienter med en mannlig fastlege, en fastlege som ikke er spesialist i allmennmedisin, eller en fastlege som ikke er født i Norge, har høyere sannsynlighet for at henvisningen avvises (henholdsvis 4,4 %, 13,6 % og 8,8 %). Vi finner også at fastleger på fastlønn og leger med lange pasientlister gir en økning i sannsynligheten for at henvisningen avvises på henholdsvis 8,4 % og 1,2 %.
Tabell 5 Regresjon med avvist henvisning som avhengig variabel. Lineær sannsynlighetsmodell med fast effekt på HF og kommune/fastlege. Robuste standardfeil i parentes.
 Henvisningen avvistHenvisningen avvist
Egenskaper ved pasienten/familien  
Gutt0,001 (0,004)0,001 (0,004)
Alder–0,003*** (0,001)–0,003*** (0,001)
Innvandrer0,025*** (0,007)0,022** (0,008)
Antall ØH-opphold, BUP–0,006 (0,005)–0,010* (0,005)
Antall konsultasjoner med psykisk diagnose  
Hos fastlege–0,007*** (0,000)–0,007*** (0,001)
På legevakt–0,014*** (0,005)–0,013** (0,005)
Bor sammen med1  
Bare mor0,033*** (0,004)0,028*** (0,004)
Bare far0,022*** (0,007)0,018*** (0,007)
Verken mor eller far0,009 (0,012)–0,001 (0,013)
Foreldrenes høyeste utdanning2  
Grunnskole0,024*** (0,007)0,018** (0,007)
Videregående utdanning0,021*** (0,004)0,018*** (0,004)
I arbeid0,014 (0,010)0,013 (0,010)
Sosialhjelp0,015* (0,007)0,012 (0,008)
Egenskaper ved fastlegen  
Mann0,011** (0,004) 
År som lege/100,000 (0,001) 
Født i Norge–0,022*** (0,006) 
Fastlønn0,021** (0,009) 
Listelengde/1000,003*** (0,001) 
Spesialist–0,034*** (0,005) 
Gjennomsnitt avviste henvisninger0,250,25
Fast effektHF, kommune og årHF, fastlege og år
R20,0630,066
Antall henvisninger56 94456 871

1 Sammenligningskategori: mor og far. 2 Sammenligningskategori: høyere utdanning. ***, ** og *: signifikant på 0,1, 1 og 5 prosents nivå.

Er effektene forskjellig for ulike aldersgrupper? For å svare på dette har vi estimert modellen for barn og ungdommer til og med 14 år, og ungdommer i aldersgruppen 15–18 år. Resultatene er presentert i tabell 6. Fra tabellen ser vi at effekten av kjønn nå blir signifikant for den eldste aldersgruppen, idet gutter har høyere sannsynlighet for å få sin henvisning avvist. For de fleste andre egenskapene ved pasienten/familien er derimot effektene større for de yngste: For eksempel er det å være innvandrer, bo sammen med bare mor eller bare far og at foreldrene har lav utdanning, egenskaper som påvirker sannsynligheten for at henvisningen avvises, sterkere for de yngre pasientene. På den annen side ser vi at effekten av sosialhjelp og effekten av å ha mange konsultasjoner på legevakten har en større betydning for den eldste aldersgruppen. Når det gjelder egenskapene til fastlegen, finner vi mindre variasjon, men vi merker oss at den positive effekten på sannsynligheten for at henvisningen avvises av å ha en mannlig fastlege, eller en fastlege på fastlønn, er knyttet til den yngste aldersgruppen.
Tabell 6 Regresjon med avvist henvisning som avhengig variabel for to ulike aldersgrupper. Lineær sannsynlighetsmodell med fast effekt på HF, kommune og år. Robuste standardfeil i parentes.
 Pasienter yngre enn 15 årPasienter 15 til 18 år
Egenskaper ved pasienten/familien  
Gutt–0,007 (0,005)0,015* (0,006)
Alder–0,001 (0,001)0,003 (0,003)
Innvandrer0,026** (0,010)0,020 (0,011)
Antall ØH-opphold, BUP–0,029*** (0,005)–0,002 (0,002)
Antall konsultasjoner med psykisk diagnose–0,021** (0,008)–0,004 (0,004)
Hos fastlege–0,009*** (0,001)–0,005*** (0,001)
På legevakt–0,012 (0,012)–0,015*** (0,005)
Bor sammen med1  
Bare mor0,036*** (0,005)0,025*** (0,007)
Bare far0,037*** (0,009)–0,004 (0,010)
Verken mor eller far–0,020 (0,019)0,030 (0,017)
Foreldrenes høyeste utdanning2  
Grunnskole0,025*** (0,008)0,018 (0,011)
Videregående utdanning0,022*** (0,005)0,019** (0,007)
I arbeid0,016 (0,013)0,010 (0,016)
Sosialhjelp0,008 (0,009)0,028* (0,013)
Egenskaper ved fastlegen  
Mann0,013** (0,005)0,001 (0,006)
År som lege/10–0,000 (0,001)0,006 (0,003)
Født i Norge–0,020** (0,007)–0,022* (0,010)
Fastlønn0,027* (0,011)0,015 (0,015)
Listelengde/1000,004*** (0,001)0,004*** (0,001)
Spesialist–0,038*** (0,006)–0,024*** (0,008)
Gjennomsnitt avviste henvisninger0,260,23
R20,0570,049
Antall henvisninger37 85119 067

1 Sammenligningskategori: mor og far. 2 Sammenligningskategori: høyere utdanning. ***, ** og *: signifikant på 0,1, 1 og 5 prosents nivå.

Pasienter med avviste henvisninger

Som vi har sett, er det en betydelig andel av pasientene som opplever at henvisningen til BUP avvises. Noen av disse pasientene vil trolig ikke ha behov for behandling i spesialisthelsetjenesten, men en gjennomsnittlig avvisningsrate på 25 % virker svært høy (og er mye høyere enn avvisningsratene innenfor somatikk). Avslutningsvis ser vi derfor nærmere på hva som skjer med disse pasientene etter at henvisningen er avvist.
I tabell 7 ser vi på antall konsultasjoner hos fastlegen og på legevakten i en toårsperiode før henvisningen og i året etter henvisningen for disse to gruppene. Antallet konsultasjoner hos fastlegen synker mest for pasientene som mottar behandling i spesialisthelsetjenesten. For konsultasjoner på legevakt er det liten (eller ingen) forskjell mellom gruppene.
Tabell 7 Antall konsultasjoner med psykisk diagnose i primærhelsetjenesten før og etter henvisningen som avhengig variabel. Gjennomsnitt med standardavvik i parentes.
 Toårsperiode førEttårsperiode etter
 Konsultasjoner hos fastlegeKonsultasjoner på legevaktKonsultasjoner hos fastlegeKonsultasjoner på legevakt
Henvisningen ikke avvist3,11 (4,26)0,05 (0,36)1,73 (3,43)0,06 (0,46)
Henvisningen avvist2,38 (3,96)0,03 (0,24)1,76 (3,40)0,04 (0,40)
Om vi benytter en regresjonsmodell som ovenfor, finner vi at de som ikke mottar behandling, har 0,31 flere konsultasjoner hos fastlege året etter henvisningen, se tabell 8 under. Når det gjelder konsultasjoner på legevakt, er sammenhengen negativ: De som ikke mottar behandling i spesialisthelsetjenesten, har i gjennomsnitt 0,01 færre konsultasjoner. For øyeblikkelig hjelp-konsultasjoner finner vi ingen effekt.
Tabell 8 Bruk av ulike helsetjenester over en ettårsperiode etter datoen henvisningen ble vurdert. Lineær sannsynlighetsmodell med fast effekt på HF, kommune og år1, robuste standardfeil i parentes.
 Antall konsultasjoner hos fastlege2Antall konsultasjoner på legevakt2Antall ØH-konsultasjoner BUP3
Henvisningen avvist0,313*** (0,032)–0,011*** (0,004)–0,003 (0,006)
Gjennomsnitt antall konsultasjoner1,740,060,07
R20,180,090,10
Antall henvisninger56 94456 94456 944

1 Vi har kontrollert for de samme variablene som i regresjonen som er presentert i tabell 5, midterste kolonne.

2 Antall konsultasjoner med psykisk diagnose over en ettårsperiode etter vurderingsdato.

3 Antall ØH-konsultasjoner/innleggelser i BUP over en ettårsperiode etter vurderingsdato.

*** signifikant på 0,1 prosents nivå.

Det er også interessant å se på hvor mange av de som ikke mottar behandling, som henvises på nytt på et senere tidspunkt. For å finne et utvalg med «førstegangshenviste» pasienter inkluderer vi alle som er henvist i 2018, men som ikke var henvist i 2017. For å kunne følge alle i minst ett år etter henvisningen utelater vi alle henvisninger som skjer i 2019.
Totalt var det 15 601 slike henvisninger i 2018, og av disse var det 3 916 pasienter som fikk henvisningen avvist (25,1 %). Av disse igjen er det 31 % (1 219) som henvises på nytt innen et år (noen pasienter re-henvises flere ganger, her ser vi bare på den første henvisningen). Et interessant spørsmål er om de som ikke henvises på nytt, ikke har behov for spesialisthelsetjenester (og at det derfor var riktig å avvise henvisningen). Dette spørsmålet er naturligvis vanskelig å besvare, men en tilnærming kan være å sammenligne forbruket av helsetjenester for de som ikke henvises på nytt med de som re-henvises. I vårt utvalg er gjennomsnittlig antall fastlegekonsultasjoner (i en tolvmåneders periode etter at henvisningen ble vurdert) betydelig høyere for de som re-henvises; 2,38 vs. 1,45 for de som ikke henvises på nytt. Det samme gjelder for ØH-konsultasjoner; tilsvarende tall er her 0,084 vs. 0,044. Dette indikerer at de som ikke henvises på nytt, har mindre behov for spesialisthelsetjenester enn de som re-henvises, men dette gir likevel ikke grunnlag for å konkludere med at de som ikke henvises, ikke kunne hatt nytte av behandling i spesialisthelsetjenesten.
Til slutt ser vi så på hvor mange av de som re-henvises, som mottar behandling på et senere tidspunkt.
Figur 2 Variasjon i tid til ny henvisning for avviste pasienter (1 219 pasienter).
Fra figur 2 og tabell 9 ser vi at relativt mange pasienter henvises på nytt i løpet av få uker etter at henvisningen ble avvist. Eksempelvis blir 26 % av pasientene henvist på nytt innen 30 dager, og 73 % av disse pasientene innvilges rett til helsehjelp.
Tabell 9 Avviste pasienter som henvises på nytt innen ett år (1 219 pasienter).
Antall dager til ny henvisning1 (1219 pasienter)Andel som innvilges helsehjelp2Andel som henvises på nytt innen 30 dagerAndel som innvilges helsehjelp3Andel som henvises på nytt innen 90 dagerAndel som innvilges helsehjelp4
114,1 (101,6)0,800,260,730,580,78

1 Gjennomsnitt med standardavvik i parentes.

2 Andelen av de 1219 henvisningene som ikke avvises, altså at pasienten innvilges rett til helsehjelp.

3 (4) Andelen av de 317 (707) pasientene som ble re-henvist innen 30 (90) dager.

Diskusjon

Opptrappingsplanen for barn og unges psykiske helse 2019–2024 slår fast at det er for stor variasjon i henvisninger som blir avslått av spesialisthelsetjenesten. Selv om det er godt kjent at mange henvisninger til BUP blir avvist, og at det er stor variasjon i andelen avslåtte henvisninger mellom HF, er det lite systematisk kunnskap om hva som kjennetegner barn og ungdommer som får sine henvisninger avvist. Vi vil bidra med slik kunnskap gjennom å analysere kjennetegn hos pasienten/familien og fastlegen som påvirker sannsynligheten for at en henvisning blir avvist.
Noen av våre funn gir grunn til bekymring. For det første indikerer våre analyser at variasjonen i avviste henvisninger mellom HF i liten grad kan forklares ved forskjeller i pasientsammensetning, kommunekjennetegn eller fastlegekjennetegn. Da er det fortsatt sannsynlig at det er viktig hvilket HF pasienten blir henvist til.
For det andre finner vi at det er en sosioøkonomisk gradient i de avviste henvisningene. Mer konkret finner vi at sannsynligheten for at henvisningen avvises, er i underkant av 10 % høyere for pasienter hvis foreldres høyeste utdanningsnivå er grunnutdanning eller videregående utdanning sammenlignet med pasienter som har foreldre med høyere utdanning. Vi finner også at det å bo sammen med bare mor eller far øker sannsynligheten for at henvisningen avvises, og at effekten er relativ stor (i overkant av 13 % om pasienten bare bor med mor), og at barn og ungdommer født i utlandet, har 10 % høyere sannsynlighet for å få henvisningen avvist sammenlignet med barn/ungdommer født i Norge. Siden om lag 25 % av henvisningene i vårt utvalg blir avvist, impliserer våre resultater rundt tre av hundre flere avvisninger for pasienter som bor bare med mor, eller som er født i utlandet. Vi vil imidlertid understreke at disse resultatene ikke nødvendigvis innebærer at pasienter med samme behov behandles ulikt. Eksempelvis kan det å bo med kun én av foreldrene gjøre at den foresatte raskere søker hjelp hos lege når den andre foresatte ikke er like tilgjengelig til å hjelpe til med utfordringene barnet/ungdommen har. Det kan også være at ulik kulturbakgrunn gjør at barn og ungdommer som er født i utlandet, oppsøker lege for mindre alvorlige symptomer enn hva barn og ungdommer som er født i Norge, gjør. På den annen side kan disse resultatene være en indikasjon på at det ikke er lik tilgang til spesialisthelsetjenester for barn og unge med psykiatriske lidelser og sykdommer. I så fall er det bekymringsfullt, da dette er en pasientgruppe som i utgangspunktet er sett på som særlig sårbar.
Vi finner også at egenskaper hos fastlegen påvirker sannsynligheten for at en henvisning avvises. Egenskaper som kompetanse (om fastlegen er spesialist i allmennmedisin), avlønning (fastlønn eller næringsdrift), listelengde og fødeland spiller inn. En forklaring kan være at disse egenskapene påvirker kvaliteten på henvisningen. For eksempel finner vi at sannsynligheten for at henvisninger avvises, er 13,6 % lavere for fastleger som er spesialister i allmennmedisin, relativt til fastleger uten denne kompetansen. Vi finner at både avlønning (fastleger med fast lønn) og listelengde (fastleger med lange lister) øker sannsynlighet for at pasientene får sine henvisninger avvist. Dette er hva vi vil forvente i henhold til helseøkonomisk teori: Hvis alt annet er likt, belønnes leger på fastlønn ikke økonomisk for tjenester som er utført på legekontoret, og alternativkostnaden ved tidkrevende konsultasjoner på legekontoret er høyere for leger med lange pasientlister. Fastleger på fastlønn, og fastleger med lange lister, har derfor insentiver til å henvise mange pasienter og la spesialistene ta en del av jobben (Iversen & Lurås, 2000; Scott, 2000; Ringberg mfl., 2013). En mulig mekanisme bak våre resultater er dermed at fastlønn og ansvar for mange pasienter øker fastlegens henvisningsrate slik at relativt flere pasienter med mindre alvorlige sykdommer henvises til spesialisthelsetjenesten.
Vi finner at de som får sin henvisning avvist, mottar mer behandling hos fastlegene i året etter at henvisningen ble vurdert, enn de som innvilges behandling i BUP. Pasienter med avvist henvisning har også relativt færre konsultasjoner på legevakt. Disse resultatene kan tyde på at dette er personer som ikke trengte behandling hos spesialisthelsetjenesten, og at behandling hos fastlegen er tilstrekkelig for å holde sykdommen i sjakk. På den annen side ser vi at relativt mange pasienter re-henvises i løpet av kort tid, og at 80 % av de som re-henvises, innvilges helsehjelp i spesialisthelsetjenesten. Dette kan være en indikasjon på at disse pasientene burde vært innvilget helsehjelp med en gang med sparte kostnader både i form av forbedret helse (gitt raskere tilgang til behandling) og mindre duplisering av kostnader knyttet til fastlegenes arbeid med å re-henvise pasienter. Våre data er dessverre for mangelfulle (vi har for få observasjoner med avviste henvisninger) til at vi kan belyse dette spørsmålet på en grundigere måte. Vi mener at dette spørsmålet bør belyses i framtidig forskning.
Pakkeforløp for psykisk helse og rusbehandling ble innført i januar 2019 med formål om å gi pasienten eller de pårørende et behandlingsforløp som er helhetlig og forutsigbart, og uten unødig ventetid. Pakkeforløpene starter i kommunen gjennom at pasienten henvises, og spesialisthelsetjenesten vurderer rett til helsehjelp og hvilket pakkeforløp pasienten bør følge. Siden innføringen kom midt i vår dataperiode, vil innføringen av pakkeforløpet kunne tenkes å påvirke henvisnings- og vurderingspraksis og dermed våre resultater. Pakkeforløpene for psykisk helse og rusbehandling er evaluert av Sintef Helse. Den første rapporten er basert på datainnsamling høsten 2019 og ser blant annet på ansatte fagfolks vurderinger av måloppnåelse knyttet til sammenhengende og koordinerte pasientforløp (Ådnanes mfl., 2020). Når det gjelder dette, konkluderer forskerne med at «mange i spesialisthelsetjenesten uttrykker skuffelse over kommunenes og fastlegenes manglende kunnskap om og involvering i pakkeforløp så langt. Henvisningene fra fastlege er verken bedre eller dårligere enn før, og fastlegene har stort sett ikke kjennskap til de kravene som stilles til dem i regi av pakkeforløp, slik mange i spesialisthelsetjenesten opplever det» (Ådnanes mfl., 2022, s. 40).
Takk til to fagfeller for gode kommentarer på et tidligere utkast av artikkelen. Dette arbeidet er finansiert av Norges forskningsråd (prosjektnummer 288592). Kaarbøe er også tilknyttet HELED, UiO.

Fotnoter

1
Siden vi registrerer forbruk av helsetjenester i en toårsperiode før henvisningen, utelater vi personer yngre enn to år (1 561 henvisninger).
2
For sannsynligheter som ligger (omtrent) i intervallet 0,2 til 0,8, viser det seg at resultatene fra lineære sannsynlighetsmodeller og ikke-lineære modeller som logit/probit-modeller er svært like (se for eksempel Long (1997)). Vi har estimert en logit-modell, og som forventet finner vi at resultatene er tilnærmet identiske som i den lineære sannsynlighetsmodellen. Disse resultatene er tilgjengelig etter forespørsel.
3
Vi har også kjørt regresjonsanalyser hvor vi kontrollerer for ventetid og antall konsultasjoner på HF-nivå. Dette påvirker resultatene i liten grad. Disse analysene er tilgjengelig hos forfatterne.

Referanser

Bago dʼUva, T., & Jones, A. M. (2009). Health care utilisation in Europe: New evidence from the ECHP. Journal of Health Economics, 28(2), 265–279. https://doi.org/10.1016/J.JHEALECO.2008.11.002
Devaux, M. (2015). Income-related inequalities and inequities in health care services utilisation in 18 selected OECD countries. The European Journal of Health Economics, 16(1), 21–33. https://doi.org/10.1007/S10198-013-0546-4
Henriksen, K., Reitan-Gjersøe, A., & Bjerke, E. (2020). Hva påvirker tilgang til helsehjelp? Tidsskrift for psykisk helsearbeid, 17(1), 05–23. https://doi.org/10.18261/ISSN.1504-3010-2020-01-02
Iversen, T., & Lurås, H. (2000). The effect of capitation on GPsʼ referral decisions. Health Economics. https://doi.org/10.1002/(SICI)1099-1050(200004)9:3%3C199::AID-HEC514%3E3.0.CO;2-2
Kaarbøe, O., & Carlsen, F. (2014). Waiting times and socioeconomic status. Evidence from Norway. Health Economics, 23(1), 93–107. https://doi.org/10.1002/hec.2904
Landi, S., Ivaldi, E., & Testi, A. (2018). Socioeconomic status and waiting times for health services: An international literature review and evidence from the Italian National Health System. Health Policy, 122(4), 334–351. https://doi.org/10.1016/J.HEALTHPOL.2018.01.003.
Long, J. S. (1997). Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables, 1st ed. Sage Publications, Inc.
Meld. St. 7. (2019–2020). Nasjonal helse- og sykehusplan 2020–2023. Helse- og omsorgsdepartementet. https://www.regjeringen.no/no/dokumenter/meld.-st.-7-20192020/id2678667/
Monstad, K., Engesaeter, L. B., & Espehaug, B. (2014). Waiting time and socioeconomic status--an individual-level analysis. Health Economics, 23(4), 446–461. https://doi.org/10.1002/HEC.2924
Prop. 121 S. (2018–2019). Opptrappingsplan for barn og unges psykiske helse for perioden 2019-2024. Helse- og omsorgsdepartementet. https://www.regjeringen.no/no/dokumenter/prop.-121-s-20182019/id2652917/
Riksrevisjonen. (2018). Undersøkelse av helseforetakenes bruk av legeressursene. Dokument 3:2 (2018-2019). https://www.riksrevisjonen.no/rapporter-mappe/no-2018-2019/undersokelse-av-helseforetakenes-bruk-av-legeressursene/
Ringberg, U., Fleten, N., Deraas, T. S., Hasvold, T., & Førde, O. H. (2013). High referral rates to secondary care by general practitioners in Norway are associated with GPsʼ gender and specialist qualifications in family medicine, a study of 4350 consultations. BMC Health Services Research, 13(1), 1–10. https://doi.org/10.1186/1472-6963-13-147
Scott, A. (2000). Chapter 22 Economics of general practice. I Handbook of Health Economics. https://doi.org/10.1016/S1574-0064(00)80035-9
Siciliani, L. (2016). Waiting Times: Evidence of Social Inequalities in Access for Care. I B. Sobolev, A. Levy, & S. Goring (red.), Data and Measures in Health Services Research (s. 1–17). Springer, Boston, MA. https://doi.org/10.1007/978-1-4899-7673-4_17-1
van Doorslaer, E., & Masseria, C. (2004). Income-Related Inequality in the Use of Medical Care in 21 OECD Countries. OECD Health Working Papers, 14. https://doi.org/10.1787/687501760705
Wooldridge, J. M. (2010). Econometric analysis of cross section and panel data. MIT press.
Ådnanes, M., Kaspersen, S. L., Melby, L., & Lassemo, E. (2020). Pakkeforløp for psykisk helse og rus – fagfolks erfaringer første året. SINTEF Rapport, 00064. https://hdl.handle.net/11250/2719242

Information & Authors

Information

Published In

Go to Tidsskrift for velferdsforskning
Volume 26Number 330 June 2023
Pages: 116

History

Published online: 22 June 2023
Issue date: 30 June 2023

Authors

Affiliations

Tor Helge Holmås [email protected]
Forsker I NORCE Samfunn
Oddvar Kaarbøe [email protected]
Professor
IGS og Institutt for økonomi, Universitetet i Bergen

Metrics & Citations

Metrics

Citations

Export citation

Select the format you want to export the citations of this publication.

View Options

View options

PDF

Download PDF

Get Access

Restore guest purchases

Enter your email address to restore your content access:

Note: This functionality works only for purchases done as a guest. If you already have an account, log in to access the content to which you are entitled.

Figures and Media

Figures

Media

Tables

Share

Share

Share the article link

Share on social media

Share on Messenger