Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Førte opprettelsen av kommunale øyeblikkelig hjelp døgnenheter til færre innleggelser for eldre pasienter ved somatiske sykehus?

Avdeling for helseledelse og helseøkonomi, Universitetet i Oslo

t.p.hagen@medisin.uio.no

Kontaktforfatter:

Avdeling for helseledelse og helseøkonomi, Universitetet i Oslo, , PB 1089 Blindern, 0317 Oslo

Avdeling for helseledelse og helseøkonomi, Universitetet i Oslo

Målet med tilbudet om kommunale øyeblikkelig hjelp døgnenheter (KAD) er å redusere antall innleggelser ved sykehusene, særlig for den eldre befolkningen. I artikkelen analyseres om etablering av KAD-er faktisk har hatt en slik effekt. Vi har hentet inn data om antall innleggelser fra Norsk pasientregister, data om demografiske variabler og om det kommunale tilbudet av tjenester fra Statistisk sentralbyrå, og data om tidspunktet for etableringen av KAD-ene fra kommunene. Data er analysert som et panel med faste effekter for kommune. Konklusjonene er at innføring av KAD-ene har hatt effekter, men også at effektene varierte betydelig med hvordan KAD-ene var organisert. I gjennomsnitt fant vi assosiasjoner mellom innføring av KAD-ene og innleggelser for pasienter over 80 år på knapt (minus) 2 %. Det var KAD-ene som var samlokalisert med legevakt eller som hadde god legeberedskap som hadde effekter. KAD-er som hadde annen organisering, hadde i gjennomsnitt ingen effekter, men det var store variasjoner på kommunenivå. Effektene av etableringen av KAD-ene var kun signifikante i kommuner med over 5000 innbyggere.

Stikkord: Kommuner, lokale akuttilbud, sykehusinnleggelser

The aim of the introduction of the municipal emergency care units (MEUs) was to reduce hospitalizations, particularly for the elderly. We analyzed whether implementation of MEUs had the desired effect. Data on hospitalizations was acquired from the Norwegian patient register and data on demographic variables and municipal health and care services were acquired from Statistics Norway. We collected data about when MEU implementation occurred from the municipalities. Data were analyzed as a panel with fixed effects for municipalities. The conclusions are that the introduction of MEUs had the intended effects, but that the effects varied significantly depending upon how MEUs were organized. On average, the association between the implementation of the MEUs and hospitalizations for patients over 80 years was barely (minus) 2%. MEUs that affected hospitalization rates were those co-located with outpatient emergency services or those which had a physician on duty 24/7. Other types of organizational structure had no effects on average. The effects of the implementation of MEUs were significant only for municipalities with more than 5000 inhabitants.

Keywords: Municipalities, local emergency services, hospital admissions

Innledning1

Ifølge lov om kommunale helse- og omsorgstjenester m.m. (helse- og omsorgstjenesteloven) av 2011 skal kommunene tilby døgnopphold for helse- og omsorgstjenester til pasienter og brukere med behov for øyeblikkelig hjelp. Plikten gjelder kun for de pasienter og brukere som kommunen har mulighet til å utrede, behandle eller yte omsorg til. Planen er at alle kommuner skal ha et slikt tilbud, kalt kommunale øyeblikkelig hjelp døgnenheter eller kommunale akutte døgnenheter, fra 1. januar 2016. I etableringsperioden som har strukket seg fra våren 2012, har kommunene fått overført midler etter hvert som tilbudene ble etablert. Halvparten av midlene ble gitt som øremerkede tilskudd fra staten ved Helsedirektoratet. Den andre halvparten ble overført fra de regionale helseforetakene til kommunene. I fortsettelsen benytter vi forkortelsen KAD om disse enhetene.

Målet med KAD-ene var at tilbudet skulle bidra til å avlaste sykehusene for øyeblikkelig hjelp-innleggelser (Helsedirektoratet, 2014). Loven legger ikke føringer for hvilke pasientgrupper det kommunale tilbudet skal opprettes for, men visse retningslinjer er gitt gjennom Helsedirektoratets veileder2. Det avgjørende er hvilke pasienter det kan gis et faglig forsvarlig tilbud til. Eksempelvis vil det være pasienter med forverring av kroniske sykdommer som hjertesvikt, astma/KOLS og diabetes, eller pasienter med behov for medikamentjusteringer.

361 kommuner søkte i perioden 2012−juni 2015 om tilskudd til 182 KAD-er: 109 kommunale og 73 interkommunale. Søknadsmaterialet viser at 28,5 prosent av kommunene ønsket å etablere og drifte KAD-en alene, 69,8 prosent ønsket å inngå interkommunalt samarbeid og 1,7 prosent planla både eget og interkommunalt tilbud (Skinner, 2014, 2015a). Kommunene organiserte KAD-ene på forskjellige måter med samlokalisering med sykehjem som den klart vanligste modellen. Antallet KAD-senger følger i stor grad antall estimerte liggedøgn som er fastsatt i Helsedirektoratets veileder fra 2012 (oppdatert i 2013)3. Størrelsen på enhetene slik de ble beskrevet i søknadene, varierte fra 1 til 72 plasser − med Oslo som den største. 64 prosent av KAD-ene hadde kun én til to senger, og ytterligere 21 prosent hadde tre til fem senger. Mange kommuner valgte å omdefinere eksisterende senger i institusjoner til KAD-senger. Målt i antall senger førte likevel etableringen av KAD-ene til en reell økning i sengeantallet i den kommunale helse- og omsorgstjenesten. Skinner (2015c) antydet at ca. 70 prosent av plassene representerte en nettoøkning i antall senger i kommunene. De resterende 30 prosentene har eksistert til andre eller samme formål tidligere.

KAD-modellen har paralleller internasjonalt og i Norge. England har lenge hatt såkalte «community hospitals» (Heaney, Black, O’Donnell C, Stark, & van Teijlingen, 2006), men det finnes ingen kjente studier som analyserer om slike enheter påvirker forbruket av sykehustjenester. Flere land har eksperimentert med intermediære enheter. Intermediære enheter har imidlertid primært vært orientert mot rehabilitering etter sykehusopphold og ikke mot å hindre innleggelser (Garasen, Windspoll, & Johnsen, 2008; Melis, Olde Rikkert, Parker, & van Eijken, 2004). I Norge har vi sykestuer i små kommuner med lange avstander til sykehus i Finnmark, og tidligere også i Nordland (Aaraas, 1995). Sykestuemodellen ligger nært KAD-modellen når det gjelder målsettinger, men er ikke etablert i større, sentrale kommuner. Hallingdal sjukestugu (HSS) er også langt på vei basert på den samme tenkningen som KAD-ene ved at et av målene er å redusere bruken av kostbare sykehustjenester (Lappegard & Hjortdahl, 2012, 2014). HSS er imidlertid drevet i regi av Vestre Viken HF og ikke av kommunene. HSS har også innslag av spesialisthelsetjenester i og med at Vestre Viken driver poliklinikk i lokalene. Disse forskjellene gjør at erfaringene fra KAD-liknende enheter, i den grad de finnes, ikke er direkte overførbare til KAD-modellen som nå er iverksatt. Dette motiverer denne analysen.

Vi har tidligere estimert effektene av etablering av KAD-ene på innleggelser i sykehus til mellom minus 1,5 og minus 2 % for aldergruppen over 80 år som legges inn akutt ved indremedisinske avdelinger (Swanson & Hagen, 2015). I denne artikkelen utvider vi analysene og studerer to forhold nærmere: 1) Om variasjoner i tilbudet av legeressurser ved KAD-ene er assosiert med variasjoner i innleggelser ved sykehusene. Tilbudet av legeressurser beskrives ved beredskapsordningene ved KAD-ene – om det er leger på vakt 24 timer i døgnet sju dager i uken (24/7) – og ved KAD-enes nærhet til legevakt. 2) Om kommunenes valg av organisasjonsmodell for KAD-ene er assosiert med antall sykehusinnleggelser. Vi beskriver organisasjonsmodell ved om KAD-ene er etablert av en kommune alene eller gjennom interkommunale samarbeid. Er organisasjonsmodellen etablert ved et interkommunalt samarbeid, vil vi også analysere om det er forskjeller i effekter for kommunene avhengig av om de står som vertskap eller er gjester i samarbeidet.

Bakgrunn

Etablering av KAD-ene innebærer økt ressursinnsats i primærhelsetjenesten. I et større perspektiv henger etableringen av enhetene sammen med argumenter i litteraturen som sier at sterkere og bedre organiserte primærhelsetjenester kan bidra til å bedre befolkningens helse, redusere presset mot spesialisthelsetjenestene og redusere de samlede helsekostnadene (Macinko, Starfield, & Shi, 2007; Macinko, Shi, Starfield, & Wulu, 2003; Starfield, Shi, & Macinko, 2005). Mer spesifikt har interessen vært knyttet til det som kalles «unngåelige» sykehusinnleggelser, dvs. sykdommer som er antatt å kunne forebygges, behandles og følges opp i primærhelsetjenesten – i engelsk språkdrakt «ambulatory care sensitive conditions» (Ansari, Barbetti, Carson, Auckland, & Cicuttini, 2003; Sundmacher et al., 2015; Sundmacher & Kopetsch, 2015; Vogt, Koller, & Sundmacher, 2016).

En tidlig studie av Ansari et al. (2003) analyserte variasjoner i «unngåelige» innleggelser som skyldes variasjon i tilgjengelighet til primærhelsetjenester i en delstat i Australia. Konklusjonen var at variasjoner i effektiv og tidsriktig medisinsk hjelp hadde en betydelig effekt på innleggelsesratene, spesielt for lavere sosialøkonomiske grupper. En senere studie (Ansari, Haider, Ansari, de Gooyer, & Sindall, 2012) viste også tydelige regionale variasjoner i bruken av sykehus for «unngåelige» innleggelser og antydet variasjoner i tilgangen til primærhelsetjenester som en mulig årsak. Hypotesen ble imidlertid ikke testet. De tyske studiene går videre. Særlig analysene av Sundmacher og kollegaer viser sammenhenger mellom tilgangen og organisering av primærhelsetjenestene og bruken av sykehus. Den siste analysen (Vogt et al., 2016) viser for eksempel signifikante sammenhenger mellom variabler som beskriver kontinuitet i oppfølgingen fra allmennleger og avtalespesialister og innleggelser i sykehus for pasienter med hjertesvikt, der bedre kontinuitet er assosiert med lavere innleggelsesrater.

Systematiske gjennomganger av litteraturen gir imidlertid ikke entydige resultater. Rosano et al. (2013) finner at bedre tilgang til primærhelsetjenester reduserer antall innleggelser for pasienter med kroniske sykdommer, mens Gibson, Segal & McDermott (2013) ikke kommer til så entydige konklusjoner. Beales and Smith (2012) som har gjennomført en mer metodekritisk gjennomgang, konkluderte på samme måte: Analyser på makronivå ga liten støtte for at investering i primærhelsetjeneste ga færre innleggelser, og analyser på mikronivå ga ikke entydige resultater. Årsaken til de komplekse sammenhengene kan være at økt ressursinnsats i primærhelsetjenesten både kan føre til at flere pasienter blir behandlet på dette nivået og at flere helseproblemer som trenger avklaring eller behandling i spesialisthelsetjenesten blir oppdaget (Godager, Iversen & Ma, 2015). For pasienten kan dette naturligvis være et gode, men det innebærer at det kan stilles spørsmål ved premisset om at en generell økning i ressursinnsatsen i primærhelsetjenesten leder til kostnadsbesparelser.

Derimot kan det tenkes at mer spesifikke tiltak i primærhelsetjenesten har effekter for innleggelsesratene ved sykehusene. KAD-er kan være et slikt tiltak fordi det ikke vil lede til at flere diagnostiseres med en bestemt lidelse, men at en tar imot pasienter som i utgangspunktet skulle legges inn ved sykehusene. Det kan imidlertid også argumenteres for at KAD-ene vil ha svake eller ingen effekter. For det første kan det tenkes at henvisende leger ikke har tiltro til tiltaket og dermed henviser pasientene til sykehus på tross av opprettelsen av KAD-ene (Skinner, 2015a). For det andre kan det tenkes at KAD-ene primært vil bedre tilbudet for pasienter som tidligere har vært behandlet i sykehjem eller i legevakter, og ikke pasienter som skal henvises til sykehus. I det siste tilfellet vil tilbudet ved KAD-ene supplere tilbudet av sykehustjenester og ikke erstatte dette tilbudet. At vi ikke a priori kan utlede entydige hypoteser, er argument for den empiriske analysen.

Data og metode

Vi hentet inn data om antall innleggelser fra Norsk pasientregister (Helsedirektoratet) og data om demografiske variabler og om det kommunale tilbudet av tjenester utover KAD-ene fra KOSTRA (Statistisk sentralbyrå). Det var noen variasjoner mellom målsettingene i søknadene som kommunene sendte Helsedirektoratet, og den faktiske etableringen av KAD-er i kommunene, særlig når det gjaldt oppstartstidspunktet. Vi foretok derfor en separat kartlegging av oppstarttidspunkt for KAD-ene, definert ved den måneden KAD-ene hadde sin første innlagte pasient. I tillegg til data om oppstartstidspunkt, hentet vi inn data om:

  • avstander mellom kommunesentraene i kommunene som er med i KAD-samarbeidet og KAD-ene,

  • vaktberedskapen for legene ved KAD-ene,

  • lokalisering av KAD-ene, for eksempel om de var lokalisert sammen med legevakter, sykehjem eller andre helse- og omsorgstjenester, og

  • omfanget av medisinsk utstyr.

Kartleggingen skjedde ved telefonintervjuer til den enkelte kommune i to omganger − sommeren 2014 og sommeren 2015. Avstandene ble beregnet ved hjelp av Google Maps. Analysene av effektene av KAD-ene på sykehusinnleggelser ble gjort med utgangspunkt i en etterspørselsmodell for kommunale tjenester (Borge & Rattso, 1995; Hagen, Amayu, Godager, Iversen, & Øien, 2011; Rattso, 1989). Etterspørselsmodellen tilpasset analyser av helsesektoren, gir en bred teoretisk forståelse av hvordan variasjoner i innleggelser fra den enkelte kommune assosieres med variabler som beskriver behov (for eksempel alderssammensetningen), det kommunale tilbudet av tjenester utenom KAD-ene (f.eks. antall fastleger) og variabelen som beskriver tidspunktet for når KAD-en hadde sin første pasient.

Data ble analysert som et panel som innebar at vi studerte relasjonen mellom etablering av KAD-ene og antall innleggelser ved sykehus i kommunene over tid. Regresjons­analysene ble gjennomført med faste effekter for kommuner som gir oss en før-etter-analyse av implementering av KAD-ene. For å fange opp generelle endringer i bruken av sykehus inkluderte vi en trendvariabel. Vi avgrenset analysen til pasientene der analysene til Swanson og Hagen (2015) viste sterkest effekter – pasienter over 80 år – og definerte tre avhengige variabler:

  • elektive innleggelser for pasienter som er 80 år og eldre,

  • akutte innleggelser for pasienter 80 år og eldre, og

  • akutte innleggelser ved indremedisinske avdelinger for pasienter som er 80 år eller eldre.

Innleggelsene og etableringstidspunkt for KAD-ene ble registrert på månedsbasis. Andre variabler ble interpolert til månedsnivå. Alle variabler, unntatt KAD-variablene, ble normert per 1000 innbyggere og log-transformert.

I en sensitivitetsanalyse så vi nærmere på eventuelle seleksjonseffekter, i dette tilfellet om det var kommuner med særlig mange akuttinnleggelser i den eldre befolkningen som hadde særlig effekt av å etablere en KAD. Vi modellerte dette ved en variabel som beskrev antall innleggelser per 1000 innbyggere i september 2011, dvs. noen måneder før Samhandlingsreformen trådte i kraft. Se for eksempel Kjekshus and Hagen (2007) for en nærmere beskrivelse av modelleringen av slike «catch up»-effekter. Vi har også estimert modellene for undergrupper i utvalget, blant annet basert på kommunestørrelse.

Resultater

Beskrivende statistikk

Ved utgangen av 2014 var 97 KAD-er i drift. De 97 KAD-ene dekket til sammen 224 kommuner. Av de 224 kommunene hadde 52 en KAD som kun dekket hjemkommunen, 44 kommuner var vertskommuner for en KAD og 128 kommuner var samarbeidende kommuner uten selv å ha lokalisert en KAD. Figur 1 viser antall kommuner med KAD på ulike tidspunkt, både i absolutte størrelser og som prosentandel av totalt antall kommuner, samt etter type samarbeidsmodell.

Figur 1 Antall kommuner med øyeblikkelig hjelp døgntilbud etter tid og organisasjonsmodell

Tabell 1 gir beskrivende statistikk for variablene som inngår i innledende analyser. Vi merker oss at antall elektive innleggelser per 1000 innbyggere for aldergruppen 80 år og eldre økte jevnt i perioden, mens antall akuttinnleggelser var fallende. Befolkningsandelen 80 år og eldre falt også svakt i analyseperioden, mens folketallet var svakt økende. Dødeligheten var noe forhøyet i 2012, ellers er trenden svakt fallende. Antall legeårsverk i institusjoner (sykehjem) økte markant i perioden, mens de øvrige variablene som beskriver det kommunale tilbudet, viser stor grad av stabilitet.

Tabell 1. Beskrivende statistikk. Alle variabler, unntatt KAD-variablene, er normert per 1000 innbyggere. Veide gjennomsnitt (folketall som vekt) med standardavvik i parentes. N=422−426.

 

2010

2011

2012

2013

2014

Avhengige variabler:

Elektive innleggelser, 80 år og eldre*

0,41

(0,35)

0,42

(0,34)

0,40

(0,33)

0,44

(0,34)

0,44

(0,34)

Akutte innleggelser, 80 år og eldre*

2,10

(1,26)

2,07

(1,21)

1,98

(1,14)

1,97

(1,19)

1,74

(1,02)

Akutte innleggelser, indremed., 80 år og eldre*

1,79

(1,15)

1,78

(1,10)

1,70

(1,04)

1,67

(1,05)

1,52

(0,98)

Uavhengige variabler:

Befolkning 80 år og eldre

55,26

(15,47)

54,62

(15,15)

54,02

(14,74)

53,40

(14,54)

52,95

(14,42)

Dødelighet

97,85

(256,99)

97,63 (259,58)

99,06

(260,44)

97,50

(251,24)

95,30

(240,94)

Sykehjemsplasser

85,08

(195,52)

85,38 (192,82)

85,73

(183,92)

85,15

(173,42)

84,77

(174,19)

Fastlegeavtaler

1,03

(0,44)

1,03

(0,46)

1,05

(0,46)

1,07

(0,47)

1,09

(0,47)

Legeårsverk i institusjon

0,95

(3,58)

1,01

(3,39)

1,12

(3,56)

1,19

(3,62)

1,35

(4,12)

Folketall

11600

(34 945)

11755

(35 663)

11910

(36 275)

12047

(36 857)

12181

(37 537)

KAD – samlet

0,00

(0,00

0,00

(0,00)

0,20

(0,40)

0,47

(0,50)

0,52

(0,50)

KAD – alene

0,00

(0,00)

0,00

(0,00)

0,06

(0,23)

0,10

(0,29)

0,12

(0,33)

KAD – gjester

0,00

(0,00)

0,00

(0,00)

0,10

(0,30)

0,28

(0,45)

0,30

(0,46)

KAD – vertskommune

0,00

(0,00)

0,00

(0,00)

0,04

(0,20)

0,10

(0,29)

0,10

(0,30)

* Tall for innleggelser er per måned

KAD-ene implementeres fra 2012. Noen kommuner hadde etablert tilbud som tilsvarer en KAD før Samhandlingsreformen trådte i kraft. Dette gjelder som nevnt sykestuene i Finnmark (Aaraas, 1995). Med forskningsdesignet som er valgt her, vil vi ikke kunne estimere effektene av KAD-ene i disse kommunene siden det ikke skjer endringer i variabelen som beskriver om kommunen har en KAD eller ikke, i analyseperioden. Kommunene er imidlertid inkludert i analysen.

Tabell 2. Karakteristika ved kommuner som hadde kommunale akutte døgnenheter ved utgangen av 2014. Veide gjennomsnitt (folketall) med standardavvik i parentes. 2012−2014. N=222.

 

2012

2013

2014

Legeberedskap 24 timer/7 dager

0,024

(0,154)

0,201

(0,401)

0,324

(0,468)

Distanse KAD– legevakt (km)

0,162

(1,571)

1,700

(3,140)

1,965

(3,695)

KAD lokalisert ved legevakt (1=ja, 0=nei)

0,082

(0,275)

0,380

(0,485)

0,537

(0,499)

10 prosent av kommunene som hadde en KAD ved utgangen av 2014, var med i et samarbeid der KAD-en hadde lege på vakt 24 timer sju dager i uken. I veide analyser blir gjennomsnittet 32,4 % (tabell 2) som indikerer at det var de folkerike kommunene som primært har denne løsningen. Det var relativt korte gjennomsnittlige avstander mellom KAD-ene og legevaktene målt i antall kilometer. Ved utgangen av 2014 var gjennomsnittlig avstand 1,97 kilometer i uveide analyser og 0,54 kilometer i veide. Det er med andre ord de folkerike kommunene som har kort avstand mellom legevakt og KAD. Fra standardavvikene ser vi imidlertid at variasjonene var store. Maksimal avstand var 83 km. Vi definerte en KAD som samlokalisert med en legevakt hvis avstanden mellom dem var 200 meter eller mindre. 54 % av kommunene har en slik lokalisering i veide analyser (30 % i uveide).

Regresjonsanalysene

Resultatene fra de innledende analysene der effekten av introduksjonen av KAD modelleres ved en dummyvariabel (0/1-variabel), presenteres i tabell 3 (jf. Swanson & Hagen, 2015). Variasjoner i innleggelser var sterkt korrelert med variasjoner i befolkningen 80 år og over, samt dødeligheten i kommunene. 1 % økning i antall 80-åringer var assosiert med en økning i antall elektive innleggelser på 0,18 %, en økning i antall akutte innleggelser på 0,76 % og en økning i antall akutte innleggelser ved indremedisinske avdelinger på 0,74 %. En økning i antall sykehjemsplasser var assosiert med økning i antall innleggelser, men økningen var ubetydelig. Vi finner tilsvarende effekt av økning i antall fastlegeavtaler. Økning i antall fastlegeavtaler på 1 % var assosiert med økning i antall akutte innleggelser på om lag 0,1 %.

Økningen i legedekningen i sykehjemmene var assosiert med reduksjon i antall akutte innleggelser. Effekten av 1 % økning i legeårsverk i sykehjem var på om lag 0,04 %.

Tabell 3Endring i innleggelser ved innføring av kommunale akutte døgnenheter (KAD). Elastisiteter med robuste standardfeil i parentes. Månedsdata fra perioden januar 2010−desember 2014. Veide analyser (folketall). N=424.

 

Elektive innleggelser, 80 år og eldre*

Akutte innleggelser, 80 år og eldre*

Akutte innleggelser, indremed., 80 år og eldre*

Befolkning 80 år og eldre

0,179 (0,040)***

0,761 (0,045)***

0,742 (0,045)***

Dødelighet

0,026 (0,013)**

0,065 (0,015)***

0,062 (0,015)***

Sykehjemsplasser

–0,010 (0,008)

0,040 (0,009)***

0,046 (0,009)***

Fastlegeavtaler

0,053 (0,037)

0,101 (0,042)***

0,112 (0,042)***

Legeårsverk i institusjon

–0,003 (0,008)

–0,039 (0,009)***

–0,044 (0,009)***

Folketall

–0,012 (0,083)

0,238 (0,094)***

0,205 (0,094)**

KAD

–0,006 (0,003)**

–0,017 (0,004)***

–0,019 (0,004)***

Trend

0,009 (0,001)***

–0,001 (0,002)

0,001 (0,002)

Justert R2

0,47

0,55

0,54

Den gjennomsnittlige statistiske effekten av innføring av KAD-ene varierte med type innleggelser. Punktestimatene var under 1 % for elektive innleggelser, 1,7 % for akutte innleggelser generelt og 1,9 % for akutte innleggelser ved indremedisinske avdelinger.

I tabell 4 har vi analysert assosiasjonene mellom innleggelser og de tre variablene som beskriver organiseringen av KAD-ene nærmere:

  • Modell 1: Den grunnleggende organiseringen av KAD-ene, dvs. om kommunen hadde en KAD som kun omfatter kommunen der KAD-en er lokalisert (KAD – alene), om kommunene var vertskommune for en KAD som inngikk i et interkommunalt samarbeid (KAD – vert), eller om kommunen var med i et interkommunalt samarbeid der en annen kommune var vertskommune (KAD – gjest). I analysen var kommunene i perioden før KAD-ene ble innført, referansegruppe.

  • Modell 2: Om KAD-en som kommunen er med i, hadde legeberedskap 24 timer i døgnet sju dager i uken. I denne analysen var kommuner med lavere beredskap referansegruppe.

  • I modell 4 er alle variablene inkludert samtidig. Modell 4 representerer den endelige analysen av datamaterialet.

Det var kommunene som hadde organisert KAD-ene som interkommunale samarbeid, som hadde størst effekt av investeringen (modell 1), særlig kommunene som var «gjester» i et interkommunalt samarbeid. Dette kan reflektere at «gjestene» får tilgang til flere plasser enn de øvrige kommunene, noe vi kommer tilbake til i diskusjonen.

Assosiasjonen mellom legeberedskap (modell 2) og innleggelser var markant. Kommunene som hadde KAD med lege 24/7, hadde dobbel så sterkt effekt på innleggelsene som kommunene som hadde andre beredskapsordninger. Den statistiske effekten for kommunene med beredskap 24/7 var – 2,5 % mens de øvrige kommunene hadde en gjennomsnittlig effekt på –1,1 %. Modell 3 viser resultatene av analysen av variabelen som beskriver samlokalisering med legevakt. Effekten for kommunene uten samlokalisering med legevakt var meget svak, mens samlokalisering gir en effekt på –2,6 %.

Tabell 4. Endring i innleggelser ved innføring av kommunale akutte døgnenheter (KAD) Nærmere om organiseringen av KAD-ene. Elastisiteter (robuste standardfeil i parentes). Månedsdata fra perioden januar 2010−desember 2014. Veide analyser (folketall). N=415−422.

 

Akutte innleggelser, indremed., 80 år og eldre*

Modell 1

Modell 2 Modell 3 Modell 4

Konstantledd

–4,56

(1,40)***

–4,76

(1,43)**

–4,69

(1,38)**

–4,73

(1,42)**

Befolkning 80 år og eldre

0,849 (0,063)***

0,782 (0,063)***

0,842 (0,062)***

0,827

(0,063)***

Dødelighet

0,050 (0,020)***

0,044 (0,020)**

0,048 (0,020)***

0,05

(0,02)**

Sykehjemsplasser

0,048 (0,010)***

0,038 (0,011)***

0,052 (0,011)***

0,041

(0,011)***

Fastlegeavtaler

0,100

(0.058)*

0,093

(0,058)

0,073

(0,058)

0,084

(0,057)

Legeårsverk i institusjon

–0.045 (0,011)***

–0.041 (0.011)***

–0.044 (0,011)***

–0,042

(0,011)***

Folketall

0,167

(0,127)

0,269 (0,127)**

0,123

(0,128)

0,184

(0,130)*

KAD – alene

–0,003 (0,006)

0,014

(0,006)**

KAD – vert

–0.019 (0,006)***

–0,004

(0,006)

KAD – gjest

–0.030 (0,007)***

–0,020

(0,076)***

KAD

–0.011 (0,005)**

–0,007

(0,005)

KAD – legeberedskap 24/7

–0.014 (0,006)**

–0,025

(0.007)***

Samlokalisering med legevakt (=1)

–0,026 (0,006)***

–0,026

(0,007)***

Trend

0,002

(0,002)

–0.001

(0,002)

0.002

(0,002)

0,001

(0,002)

Justert R2

0,57

0,57

0,57

0,62

I den siste analysen, modell 4, lar vi alle disse variablene inngå samtidig. Det var KAD-ene som var samlokalisert med legevakt (minus 2,6 %) og som hadde god legeberedskap (minus 2,5 %), som hadde effekter på innleggelsene. Den samlede effekten for kommuner i KAD-er med begge disse trekkene var på minus 3,5 % (ikke vist i tabellen). Effektene er noe høyere for kommuner som var «gjester» enn for de andre kommunene, men tilleggseffekten var bare minus 0,2 %.

Vi har gjort flere former for sensitivitetsanalyser, særlig av eventuelle seleksjonseffekter, dvs. om det var de kommunene som har størst nytte av en KAD (hadde mange innleggelser på sykehus før reformen starter) som hadde sterkest effekt av KAD-ene. Vi fant en svak slik effekt, men den var ikke av en slik størrelsesorden at den endret hovedkonklusjonene som er presentert over.

Vi har også analysert om effektene av å ha en KAD øker eller avtar over tid. Heller ikke analysert på denne måten finner vi effekter som rokker ved resultatene over. I enkelte spesifiseringer var imidlertid variabelen som beskriver samlokalisering med legevakt, ikke signifikant. Effekten av samlokalisering er med andre ord mindre stabil enn effekten av legeberedskap.

Vi estimerte også modellene for ulike grupper av kommuner etter kommunestørrelse. Et viktig resultat var at det primært var i kommuner med størrelse over 5000 innbyggere KAD-ene var assosiert med reduksjon i antall innleggelser.

Diskusjon

Ifølge lov om kommunale helse- og omsorgstjenester m.m. (helse- og omsorgstjenesteloven) av 2011 skal kommunene tilby heldøgns medisinsk akuttberedskap fra 1. januar 2016. Ett av målene med tilbudet som er kalt kommunale øyeblikkelig hjelp døgnenheter (KAD), var å redusere antall innleggelser ved sykehusene, særlig for den eldre befolkningen. I denne artikkelen har vi analysert om innføring av KAD-er i perioden 2012−desember 2014 var assosiert med antall innleggelser ved sykehusene. Vi var særlig interessert i å studere effekter av måten KAD-ene var organisert på.

Konklusjonen er at innføring av KAD-ene var assosiert med antall sykehusinnleggelser, men også at assosiasjonene varierte med hvordan KAD-ene ble organisert. I gjennomsnitt fant vi assosiasjoner mellom innføring av KAD-ene og akuttinnleggelser for pasienter over 80 år ved indremedisinske avdelinger på knapt (minus) 2 %. Det var i kommuner der KAD-ene hadde et godt tilbud av legetjenester som hadde effekter, enten ved at KAD-en hadde god legeberedskap (minus 2,5 %) eller ved at KAD-en var samlokalisert med legevakt (minus 2,6 %). Den samlede effekten for kommuner med KAD-er som hadde begge disse kjennetegnene, var på minus 3,5 %. Det var de folkerike kommunene som primært hadde lege på vakt 24 timer sju dager i uken og/eller som hadde KAD-er som var samlokalisert med legevakt. Det var også i kommuner med innbyggertall over 5000 vi fant effekter av KAD-ene. Vi fant også en svak effekt av kommunenes samarbeidsstrategier. Kommuner som var med i interkommunalt samarbeid som «gjest», hadde sterkere effekt av KAD-en enn kommuner som var vertskap.

At godt tilbud av legeressurser ved KAD-ene er viktig for bruken av KAD-ene er observert i andre studier, for eksempel Skinner (2015a). God legedekning ved KAD-ene gjør at innleggende leger får tiltro til kvaliteten i KAD-ene og at KAD-ene dermed i høyere grad enn ellers benyttes som erstatning for sykehus. Om tilbudet av leger organiseres ved lege på vakt ved KAD-en 24/7 eller ved nærliggende legevakt, har i utgangspunktet den samme effekten på innleggelsesratene, men vi observerer en tilleggseffekt der en både har god legedekning ved KAD-en og KAD-en er samlokalisert ved legevakt. Dette kan ha sin årsak i at samlokalisering med legevakt øker antall henvisninger av pasienter i målgruppen. Samlokalisering med legevakt vil imidlertid ikke være relevant for alle kommuner på grunn av lange avstander.

At vi finner effekter av KAD-ene i kommuner med folketall over 5000 innbyggere kan reflektere at småkommunene som gjerne ligger lengre fra sykehusene, i utgangspunktet har hatt lavere reinnleggelsesrater enn kommuner som ligger nærmere sykehus. Det kan også ha sin årsak i at de små kommunene også tidligere har hatt ordninger som likner på KAD-ene, for eksempel forsterkede sykehjemsplasser (Grimsmo & Løhre, 2014).

Det siste momentet vi vil kommentere her, er at effekten av KAD-ene er sterkere for kommuner som er gjester i et interkommunalt samarbeid enn for de som er verter. En mulig årsak til denne sammenhengen er at det å være «gjest» alltid innebærer en økning i antall plasser som stilles til rådighet. Vertene får derimot en svakere netto tilvekst av plasser både som følge av at de deler plassene som etableres med kommuner som er gjester, og fordi plassene som etableres kan være omdefinerte sykehjemsplasser.

Flere forhold må avklares før det kan trekkes konklusjoner om KAD-ene er et egnet virkemiddel. To forhold er særlig viktige. For det første er det ikke avklart hvordan kvaliteten på tjenestene ved KAD-ene er. En analyse av kvalitet kan gjennomføres enten ved at data om pasientene ved KAD-ene koples mot andre registre eller ved randomiserte forsøk (Lappegard & Hjortdahl, 2014). For det andre må det gjennomføres en kostnads-nytte-analyse av tiltaket. Riksrevisjonen har alt stilt spørsmål ved kostnadseffektivitet ved KAD-ene som følge av lav utnyttelse av sengekapasiteten i tidlige faser (Riksrevisjonen, 2016). Siden kostnadene kan være høyere under iverksettelsen av tiltaket enn etter at det har vært i drift noen tid, bør kostnads-nytte-analysene gjennomføres etter at enhetene har vært i stabil drift i to−tre år, dvs. fra 2018.

To forbehold ved analysen må nevnes avslutningsvis. For det første har KAD-ene ved utgangen av 2014 fungert i maksimum to og et halvt år, de fleste i en langt kortere periode. Kort oppfølgningsperiode gjør at resultatene av analysen må tolkes med forsiktighet. For det andre har det vært innkjøringsproblemer ved KAD-ene, blant annet i form av lavt belegg. Beleggsprosenten har imidlertid økt over tid (Hole, Barstad, Teigen, & Kvangarsnes, 2015; Skinner, 2015b). Isolert sett kan dette trekke i retning av at vi i denne analysen undervurderer effektene av KAD-ene. Sammenlikningen av effekter mellom KAD-er som har fungert i varierende tidsperioder, viste imidlertid ikke større variasjoner.

Referanser

Aaraas, I. (1995). The Finnmark general practitioner hospital study. Patient characteristics, patient flow and alternative care level. Scand J Prim Health Care, 13(4), 250–256.

Ansari, Z., Barbetti, T., Carson, N. J., Auckland, M. J., & Cicuttini, F. (2003). The Victorian ambulatory care sensitive conditions study: rural and urban perspectives. Soz Praventivmed, 48(1), 33–43.

Ansari, Z., Haider, S. I., Ansari, H., de Gooyer, T., & Sindall, C. (2012). Patient characteristics associated with hospitalisations for ambulatory care sensitive conditions in Victoria, Australia. BMC Health Serv Res, 12, 475.

Beales, S., & Smith, P. C. (2012). The role of primary health care in controlling the cost of specialist health care. Nordic Economic Policy Review, 2, 153–186.

Borge, L. E., & Rattso, J. (1995). Demographic shift, relative costs and the allocation of local public consumption in Norway. Regional Science and Urban Economics, 25(6), 705–726.

Ministry of Health and Care (2009). Report No. 47 to the Storting (2008–2009): The Coordination Reform, Proper treatment – at the right place and right time. Oslo: Ministry of Health and Care.

Garasen, H., Windspoll, R., & Johnsen, R. (2008). Long-term patients’ outcomes after intermediate care at a community hospital for elderly patients: 12-month follow-up of a randomized controlled trial. Scand J Public Health, 36(2), 197–204.

Gibson, O. R., Segal, L., & McDermott, R. A. (2013). A systematic review of evidence on the association between hospitalisation for chronic disease related ambulatory care sensitive conditions and primary health care resourcing. BMC Health Serv Res, 13, 336.

Godager, G., Iversen, T., & Ma, C. T. (2015). Competition, gatekeeping, and health care access. J Health Econ, 39, 159–170.

Grimsmo, A., & Løhre, A. (2014). Erfaringer med etablering av kommunalt øyeblikkelig hjelp døgntilbud. Utposten, 43.

Hagen, T. P., Amayu, K. N., Godager, G., Iversen, T., & Øien, H. (2011). Utviklingen i kommunenes helse- og omsorgstjenester 1986–2010. HERO Skriftserie 2011: 5. Oslo: Institutt for helse og samfunn, Universitetet i Oslo.

Heaney, D., Black, C., O’Donnell C, A., Stark, C., & van Teijlingen, E. (2006). Community hospitals--the place of local service provision in a modernising NHS: an integrative thematic literature review. Bmc Public Health, 6, 309.

Helsedirektoratet. (2014). Kommunenes plikt til øyeblikkelig hjelp døgnopphold. Veiledningsmateriell. Oslo: Helsedirektoratet.

Hole, T., Barstad, J., Teigen, S., & Kvangarsnes, M. (2015). Emergency hospitalisation in six municipalities in the Sunnmore district. Tidsskr Nor Laegeforen, 135(17), 1553–1557.

Kjekshus, L.-E., & Hagen, T. P. (2007). Do hospital mergers increase hospital efficiency? Evidence from a National Health Service country. J Health Serv Res Policy, 12(4), 230–235.

Lappegard, O., & Hjortdahl, P. (2012). Acute admissions to a community hospital: experiences from Hallingdal sjukestugu. Scand J Public Health, 40(4), 309–315.

Lappegard, O., & Hjortdahl, P. (2014). Acute admissions to a community hospital – health consequences: a randomized controlled trial in Hallingdal, Norway. BMC Fam Pract, 15, 198–202.

Macinko, J. A., Starfield, B., & Shi, L. (2007). Quantifying the health benefits of primary care physician supply in the United States. Int J Health Serv, 37(1), 111–126.

Macinko, J. A., Shi, L., Starfield, B., & Wulu, J. T., Jr. (2003). Income inequality and health: a critical review of the literature. Med Care Res Rev, 60(4), 407–452.

Melis, R. J., Olde Rikkert, M. G., Parker, S. G., & van Eijken, M. I. (2004). What is intermediate care? BMJ, 329(7462), 360–361.

Rattso, J. (1989). Local-Government Allocation of Labor and the Grant System – an Applied-Model Analysis of Local-Government Behavior in Norway. Environment and Planning C-Government and Policy, 7(3), 273–284.

Riksrevisjonen. (2016). Riksrevisjonens undersøkelse av ressursutnyttelse og kvalitet i helsetjenesten etter innføringen av samhandlingsreformen Dokument 3:5 (2015–2016).

Rosano, A., Loha, C. A., Falvo, R., van der Zee, J., Ricciardi, W., Guasticchi, G., & de Belvis, A. G. (2013). The relationship between avoidable hospitalization and accessibility to primary care: a systematic review. Eur J Public Health, 23(3), 356–360.

Skinner, M. S. (2014). Kommunenes planer for øyeblikkelig hjelp døgntilbud: Status per 2012–2013. Arbeidsnotat: Gjøvik: Senter for omsorgsforskning Øst/Høgskolen i Gjøvik.

Skinner, M. S. (2015a). Døgnåpne kommunale akuttenheter: En nasjonal helsetjenestemodell med rom for lokale organisasjonstilpasninger. Tidsskrift for omsorgsforskning(2), 131–144.

Skinner, M. S. (2015b). Enveiskjørt samarbeid? En studie av kommunale ledere og legers erfaringer fra samarbeid med helseforetak om kommunale akutte døgnenheter. . Nordisk tidsskrift for helseforskning, 2, 97–112.

Skinner, M. S. (2015c). Organiseringen av kommunalt akutt døgnopphold. Oppsummering av kunnskap og erfaringer fra de første fire årene. Gjøvik: Senter for omsorgsforskning Øst/Høgskolne i Gjøvik.

Starfield, B., Shi, L., & Macinko, J. (2005). Contribution of primary care to health systems and health. Milbank Q, 83(3), 457–502.

Sundmacher, L., Fischbach, D., Schuettig, W., Naumann, C., Augustin, U., & Faisst, C. (2015). Which hospitalisations are ambulatory care-sensitive, to what degree, and how could the rates be reduced? Results of a group consensus study in Germany. Health Policy, 119(11), 1415–1423.

Sundmacher, L., & Kopetsch, T. (2015). The impact of office-based care on hospitalizations for ambulatory care sensitive conditions. Eur J Health Econ, 16(4), 365–375.

Swanson, J., & Hagen, T. P. (2015). Reinventing the «community hospital»: Did implementation of municipal acute bed units reduce the demand for hospital admissions? Unpublished manuscript.

Vogt, V., Koller, D., & Sundmacher, L. (2016). Continuity of care in the ambulatory sector and hospital admissions among patients with heart failure in Germany. Eur J Public Health, in press.

1 Artikkelen inngår i prosjektet «Prosessevaluering av Samhandlingsreformen: Statlige virkemidler, kommunale innovasjoner». Prosjektet er finansiert av Norges forskningsråd gjennom programmet Forskningsbasert evaluering av Samhandlingsreformen (EVASAM, prosjektnummer 220764). For å oppdatere datagrunnlaget for analysene mottok vi også finansiering fra Helse- og omsorgs-departementet v/Akuttutvalget. Konklusjonene fra analysene er tidligere benyttet i et notat som ble levert Akuttutvalget i månedsskiftet september/oktober 2015 (se NOU 2015: 17). Analysene er basert på data fra Norsk pasientregister (Helsedirektoratet) og KOSTRA (SSB). Verken Helsedirektoratet eller SSB hefter for analysens metoder og resultater. Vi takker to anonyme fagfeller for kommentarer.
2https://helsedirektoratet.no/Lists/Publikasjoner/Attachments/133/Kommunenes-plikt-til-oyeblikkelig-hjelp-dognopphold-veiledningsmateriell.pdf
3https://www.regjeringen.no/no/aktuelt/ny-veileder-pa-oyeblikkelig-hjelp-dognop/id712457/

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon