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}}

Mortalitet og reinnlegging – samanhengen med pårøranderessursar blant eldre pasientar

Karin.Monstad@uni.no

Forsker, Rokkansenteret, Korresponderende forfatter

Forsker, Rokkansenteret

Forsker, Rokkansenteret

God samhandling er truleg spesielt viktig for eldre pasientar, fordi dei ofte treng helse- og omsorgstenester på fleire organisatoriske nivå. Når den eldre sine eigne ressursar sviktar, på grunn av svak helse og gjerne reduserte kognitive evner, vil pårøranderessursar (ektefelle eller barn) kunna spela ei viktig rolle. Samhandlingsreforma kan ha påverka denne rolla. På den eine sida skal reforma gje pårørande avlastning gjennom betre samhandling og styrkt kommunalt tilbod, på den andre sida kan faktorar som kortare liggjetid på sjukehus skapa auka behov for omsorg frå pårørande. I denne analysen brukar vi registerdata frå Norsk pasientregister, kopla med data frå Statistisk sentralbyrå og KOSTRA, for å undersøkja nærare samanhengen mellom pårøranderessursar og mortalitet/reinnlegging for eldre pasientar som har vore akuttinnlagte på sjukehus. Resultata viser at det å ha ektefelle og/eller eit vakse barn er negativt assosiert med mortalitet og positivt assosiert med reinnlegging målt 30 dager etter sjukehusutskriving. Analysane tyder derimot ikkje på at samhandlingsreforma har endra samanhengane mellom det å ha pårørande og utfalla mortalitet og reinnlegging.

Nøkkelord: Mortalitet, reinnlegging, eldre, uformell omsorg, samhandlingsreforma

For elderly patients, good coordination of care is particularly important, since they often need health care and care services at different administrative levels. In cases where the elder’s own resources are insufficient, because of poor health and often weakened cognitive ability, the resources of relatives (spouse or children) are potentially important. The Norwegian Care Coordination reform, introduced in 2012, may have altered the role of spouse and off-spring. On the one hand, the reform is intended to improve coordination and strengthen formal care at the primary care level, on the other hand, reform effects such as shorter hospital length of stay may increase the demand for informal care. In this analysis, we investigate the relationship between family resources and mortality and hospital readmission for patients aged 70 and above who have had an emergency hospital admission. The analysis benefits from data from The Norwegian Patient Register, merged with data from Statistics Norway and KOSTRA. Our results show that having a spouse and/or an adult child is negatively associated with mortality and positively associated with being readmitted to hospital within 30 days. The analysis does not indicate that the Care Coordination reform has altered the relationship between family resources and mortality or readmission.

Keywords: Mortality, readmission, elderly, informal care, Care Coordination reform.

Innleiing1

God samhandling er spesielt viktig for eldre pasientar, fordi dei ofte treng helse- og omsorgstenester på fleire organisatoriske nivå. Mange pasientar og pårørande opplever at det vert deira ansvar å stå for den praktiske koordineringa mellom dei ulike deltenestene, slik det er påpeikt i St.meld. nr. 47 (2008−2009), s. 48. Når den eldre sine eigne ressursar sviktar, på grunn av svak helse og gjerne reduserte kognitive evner, vil pårøranderessursar (ektefelle eller barn) kunna spela ei viktig rolle. Likevel er tilgangen til slike ressursar ikkje særskilt omtala i førearbeida til samhandlingsreforma. Ein situasjon der det er særleg viktig med god samhandling, er når ansvaret for pasienten vert flytta mellom sjukehus og kommunar (https://helsedirektoratet.no/samhandlingsreforma). I denne artikkelen fokuserer vi på ei sårbar pasientgruppe: personar over 70 år som vert utskrivne frå sjukehus etter å ha vore innlagt akutt med alvorlege diagnosar, og vi vil studera samanhengen mellom det å ha pårørande og sannsynet for reinnlegging og mortalitet for denne gruppa.

Vi analyserer desse samanhengane over ein femårsperiode, og med eit spesielt blikk for endringar som har kome etter 2012, då samhandlingsreforma vart innført. Det er ikkje opplagt korleis denne reforma endrar dei pårørande si rolle. På den eine sida har reforma som mål at det kommunale tilbodet skal styrkast og verta breiare, den eldre skal få hjelp til koordinering av behandling og oppfølging, og spesielt skal personar med kroniske lidingar få betre oppfølging. Dette kan avlasta pårørande. På den andre sida tek det tid å byggja ut ressursane i kommunane. Når liggjetida på sjukehus går ned, kan pasientar som er vurderte til å vera ferdigbehandla medisinsk, ha eit høgare pleiebehov etter utskriving. Nokre av desse vert utskrivne til eigen heim, der pårørande kan verta viktigare som supplement/erstatning for kommunale tenester enn før. Reforma gjev insentiv til at kommunane tek eit større ansvar for rehabilitering på institusjon, for eksempel ved å bruka plassar ved kommunale sjukeheimar. Det kan gjera det vanskelegere for heimebuande eldre å få plass på sjukeheim når dei treng det, og aktive pårørande kan tenkjast å påverka inntaket.

Det er eit helsepolitisk mål i mange land å få til betre samhandling, både for at meir av behandlinga kan flyttast til lågare nivå og for at færre pasientar skal måtta reinnleggjast. Det vert teke initiativ i den retninga innanfor ulike helsesystem, for eksempel i USA, Storbritannia, Australia og i dei skandinaviske landa (Romøren et al., 2011, Burgess & Hockenberry, 2014; Grimsmo et al., 2015). Helsedirektoratet har definert låg reinnleggingsrate for spesifikke diagnosar, inkludert hjartesvikt, hoftebrot og lungebetennelse, som indikator på god samhandling − med det atterhaldet at i somme tilfelle er reinnlegging ikkje til å unngå, men tvert om del av ei god pasientbehandling2. Vi studerer også mortalitet, som er eit meir ekstremt, men til gjengjeld utvetydig, utfall, og derfor eit mykje brukt kvalitetsmål innan helsetenesteforsking.

Tidlegare forsking viser blanda resultat når det gjeld om pårørande påverkar sannsynet for sjukehusinnlegging. Bolin et al. (2008a, med SHARE data) finn at personar som mottek uformell omsorg har høgare sannsyn for sjukehusinnlegging, medan van Houtven og Norton (2004, med data frå USA) og Weaver og Weaver (2014, med sveitsiske data) ikkje finn nokon slik statistisk signifikant samanheng. Vi studerer ikkje sjukehusinnlegging generelt, men reinnlegging, og for ei svak pasientgruppe (eldre, innlagte akutt, med diagnosar med høg mortalitet). Vi tek ikkje for oss den store medisinske litteraturen om reinnlegging og pårørande, men nemner at Iwashyna et al. (2003), som tilliks med oss brukar registerdata, ikkje finn nokon skilnad mellom gifte og enke(-menn) når det gjeld reinnlegging innan 14 dagar blant eldre pasientar i USA.

Det er derimot eit veletablert empirisk funn at eldre utan pårørande har høgare mortalitet (Manzoli et al., 2007; Rendall et al.; 2011). Det er lansert fleire forklaringar; at ekteskap gjev både sosial støtte og betre økonomi, at det er dei med best helse som gifter seg, at gifte har ein sunnare livsstil, og at skilsmisse eller det at ektemaken døyr i seg sjølv er ei helsepåkjenning (Manzoli et al, 2007). Fleire studiar har konkludert med at skilnader i mortalitet etter sivilstatus har auka over tid (Berntsen, 2011; Kravdal og Syse, 2011). Ei mogleg forklaring kan vera at behandlingane har vorte meir krevjande for pasienten å følgja opp, slik at det vert viktigare å ha ein ektefelle (Kravdal og Syse, 2011).

Vi estimerer samanhengane ved hjelp av lineære sannsynsmodellar. Resultata viser at det å ha ektefelle og/eller eit vakse barn er negativt assosiert med mortalitet og positivt assosiert med reinnlegging målt 30 dager etter sjukehusutskriving. Analysane tyder derimot ikkje på at samhandlingsreforma har endra samanhengane mellom det å ha pårørande og utfalla mortalitet og reinnlegging.

Datagrunnlag

I analysen brukar vi fleire datakjelder: i) Norsk pasientregister, som gjev informasjon om kvart opphald/besøk på sjukehus eller poliklinikk, innleggings- og utskrivingsdato, pasienten sitt kjønn, bustadkommune, diagnose, inn- og utskrivingsstad, om opphaldet er øyeblikkeleg hjelp, helseforetak osb., ii) Statistisk sentralbyrå (pasienten sin alder og evt. dødsdato, utdanning og inntekt, kjenneteikn ved ektefelle3 og barn som alder, kjønn, utdanning, bustadskommune og inntekt iii) Kommune−stat-rapportering (KOSTRA) levert av SSB, som inneheld data om ei rekkje kommunekarakteristika, t.d. utgifter og personell i helsesektoren.

Hovudutvalet er pasientar over 70 år som vart innskrivne akutt frå eigen heim eller legevakta for ein av fire hovuddiagnosar: hoftebrot, hjarteinfarkt, hjartesvikt eller lungebetennelse.4 Eit kriterium er at pasienten ikkje er innlagt for denne diagnosen i ein 12-månaders periode før den aktuelle innlegginga. Datasettet omfattar innleggingar som fann stad i åra 2009−2013. I analysane fokuserer vi på to utfall: Mortalitet (om pasienten døyr innan 30 dagar etter utskriving) og reinnlegging (om pasienten vert innlagt akutt ,uavhengig av diagnose, innan 30 dagar etter utskriving).

Beskrivande statistikk

Tabell 1 Beskrivande statistikk

 

Gjennomsnitt (standardavvik)

Har verken ektefelle eller barn

Har barn, ikkje ektefelle

Har ektefelle, ingen barn

Har både barn og ektefelle

Mortalitet

0.084

(0.28)

0.071

(0.26)

0.065

(0.25)

0.052

(0.22)

Reinnlegging

0.188

(0.39)

0.196

(0.4)

0.234

(0.42)

0.243

(0.43)

                 

Mann

0.37

(0.48)

0.26

(0.44)

0.66

(0.48)

0.67

(0.47)

Alder

85.3

(7.18)

84.64

(6.6)

81.5

(6.64)

80.13

(6.18)

Grunnskule

0.53

(0.5)

0.52

(0.5)

0.43

(0.5)

0.41

(0.5)

Vidaregåande skule

0.37

(0.48)

0.39

(0.5)

0.43

(0.5)

0.46

(0.5)

Høgare utdanning

0.1

(0.23)

0.08

(0.28)

0.14

(0.34)

0.14

(0.35)

Inntekt, logaritme

12.25

(1.02)

12.33

(0.49)

12.28

(0.85)

12.35

(0.58)

Liggjetid akuttinnl. år (t-1)

4.55

(9.49)

4.64

(9.68)

4.82

(10.5)

4.72

(10.54)

Liggjetid planlagt opph. år (t-1)

0.75

(4.14)

0.83

(4.01)

0.96

(4.69)

1.18

(5.)

Antal besøk poliklinikk, år (t-1), akutt

0.32

(1.09)

0.31

(1.05)

0.33

(1.28)

0.38

(1.52)

Antal besøk poliklinikk, år (t-1), planlagt

1.52

(2.9)

1.74

(3.01)

2.43

(3.89)

2.6

(3.83)

Liggjetid aktuell innlegging

7.35

(6.33)

7.08

(6.1)

6.84

(6.04)

6.58

(5.79)

Utskriven til privat heim

0.45

(0.5)

0.48

(0.5)

0.61

(0.49)

0.63

(0.48)

Antal bidiagnosar

2.92

(1.76)

2.97

(1.76)

2.96

(1.76)

2.92

(1.77)

Observasjonar

12 557

47 749

2892

34 722

Note: Tabellen viser gjennomsnitt (med standardavvik i parentes) for utvalet som er brukt når vi estimerer mortalitet, bortsett frå for variabelen reinnlegging, som gjeld den delen av utvalet som har overlevt dei første 30 dagane etter utskriving.

Tabell 1 gjev eit første inntrykk av korleis utfallsvariablane og eigenskapar ved pasientane varierer med kva for pårøranderessursar dei har. Tabellen viser gjennomsnittsverdiar for fire grupper,5 og det overordna biletet er at pasientar med pårørande har lågare mortalitet, men at ein høgare andel av dei vert reinnlagte innan 30 dagar. Den deskriptive statistikken viser òg at gruppene er ulikt samansette; menn er overrepresenterte blant dei som har ektefelle, sidan kvinnene oftast er den yngste i parforholdet og dessutan lever lenger. Naturleg nok er pasientar som har ektefelle og barn i live, sjølve yngre enn dei som ikkje har det, og dei har noko meir utdanning og høgare inntekt. Det same gjeld pasientar som berre har ektefelle. På den andre sida ser vi at desse yngre underutvala («berre ektefelle» og «både-og») har eit høgare forbruk av spesialisthelsetenester året før den aktuelle innlegginga. Dette kan reflektera at pasientar som har overlevd til høg alder, er positivt selekterte med omsyn til helse og helsetenestebruk. Yngre underutval har gjennomsnittleg kortare liggjetid ved primærinnlegginga og vert oftare utskrivne til eigen heim, som enten kan vera eit teikn på betre helse på utskrivingstidspunktet eller at sjukehusa i stor grad tek omsyn til pårøranderessursane når dei vurderer forsvarleg liggjetid og utskrivingsstad. Vi ser altså at når hovudutvalet vert delt inn etter pårøranderessursar, har underutvala ulike eigenskapar, som kan tenkjast å påverka sannsynet for reinnlegging og mortalitet. Slike skilnader vert tekne omsyn til i regresjonsanalysane, der vi samanliknar personar med same alder, kjønn, helsetenestebruk året før (og same verdi på dei andre forklaringsvariablane), men med ulike pårøranderessursar.

Metode

I analysen brukar vi empiriske metodar som tek omsyn til andre faktorar enn pårørande som påverkar utfalla vi analyserer (lineær multippel regresjon). Det er svært vanskeleg å fastslå den kausale effekten (årsak−verknad-samanhengen) av å ha pårørande på mortalitet og reinnlegging. Problemet er at sivilstatus og det å få barn korrelerer positivt med den eldre sin helsetilstand, som vi ikkje kan observera fullt ut. Om ein for eksempel finn at gifte har lågare mortalitet etter å ha vore innlagt på sjukehus enn ugifte, er det vanskeleg å skilja effekten av å vere gift frå effekten av at gifte (gjennomsnittleg) har betre helse enn ugifte, og resultata frå analysane bør derfor tolkast som assosiasjonar heller enn kausale effektar.

Tilnærminga vår er å kontrollera for observerbar helse så langt det let seg gjera. Vi samanliknar pasientar som har same primærdiagnose, og kontrollerer også for antal bidiagnosar og liggjetid ved det aktuelle sjukehusopphaldet. Vidare kontrollerer vi for pasienten si helse eitt år før innlegginga ved hjelp av såkalla «proxiar»: planlagte og akutte sjukehusinnleggingar og konsultasjonar på poliklinikk. Fordi tilbodet av primær- og spesialisthelseteneste også truleg påverkar utfalla vi studerer, kontrollerer vi for ei rekkje eigenskapar ved kommunane.6 I alle analysar er det kontrollert for helseforetak.

For å undersøkja samanhengen mellom familieressursar og mortalitet eller reinnlegging, estimerer vi ein lineær sannsynsmodell:

Yi = α1 + α2 Har ektefellei + α3Har barni α4X1 i  + α5Tid i + εi, (1)

der i representerer pasienten, Y er ein indikator for om pasienten døydde eller vart reinnlagt innan 30 dagar, Har ektefelle og Har barn er såkalla «dummiar» (ja/nei-variablar, dvs. dei er enten 0 eller 1) som viser om pasienten har høvesvis ektefelle og minst eitt barn. Variabelvektoren X1 har eit omfattande sett av kontrollvariablar for eigenskapar ved pasienten og bustadkommunen (settet av forklaringsvariablar går fram av tabell 2). Variabelvektoren Tid omfattar dummiar for år, månad og vekedag. Sidan den avhengige variabelen er eit sannsyn, skal dei estimerte parametrane tolkast som prosentpoeng (pp). Vi analyserer reinnlegging berre for den delen av utvalet som overlever dei første 30 dagane etter utskriving.

Parameteren α2 representerer skilnaden i sannsyn for død evt. reinnlegging for ein pasient med ektefelle samanlikna med om pasienten ikkje hadde ektefelle, men alle andre ting like. Tilsvarande uttrykkjer α3 skilnaden i sannsyn for ein pasient med barn samanlikna med om pasienten ikkje hadde barn. Vi undersøkjer også om vi finn dei same resultata som i hovudutvalet når vi analyserer mindre utval, inndelte etter kjønn, hovuddiagnose og pasienttyngd (alder og antal bidiagnosar).

For å analysera om samanhengen mellom pårøranderessursar og pasientutfall har endra seg over tid, spesielt ved innføringa av samhandlingsreforma, utvider vi model1 (1) med interaksjonsledd mellom dummiane for å ha ektefelle evt. barn og dei fire dummiane som representerer kvart av åra 2010−2013, År:

Yi = δ1 + δ2Har ektefellei + δ3Har barni δ4 (Har ektefellei × Åri ) + 

+ δ5 (Har barni × Åri ) + δ6X2i + δ7Tidi + ξi . (2)

For dette formålet utelet vi forklaringsvariablar som kan vera påverka av insentiva i samhandlingsreforma. Derfor inneheld vektoren X2 berre pre-determinerte karakteristika, nemleg pasientens kjønn, alder (nivå og kvadrert), utdanning, inntekt, antal bidiagnosar, hovuddiagnose, helseforetak og kommunestorleik.

Slik kan vi analysera korleis samanhengen mellom pårøranderessursar og utfalla har endra seg frå år til år, og om det skjer ei spesiell endring i 2012. Ein analyse av endringar år for år gjev eit meir fullstendig bilete enn om vi samanlikna gjennomsnittsnivå tre år før med tilsvarande nivå to år etter reforma. Likevel må det understrekast at dersom vi finn ei klar endring etter reforma, er det ikkje nødvendigvis eit resultat av reforma, men kan skuldast andre endringar som fann stad samtidig. Finn vi inga endring i samanhengen mellom pårøranderessursar og utfalla, kan reforma likevel ha hatt ein effekt som er vorten motverka av andre endringar som dreg i motsett retning, utan at vi er kjende med slike.

Resultat

Tabell 2Samanhengen mellom pårøranderessursar og mortalitet/reinnlegging

 

Mortalitet

Reinnlegging

Har ektefelle

–0.0040**

0.0148***

Har barn

–0.0053**

0.0070**

Pasient-karakteristika

Mann

0.0227***

0.0214***

Alder

–0.0225***

0.0066

Alder kvadrert

0.0002***

–0.0001**

Vidaregåande skule

–0.0026

–0.0073**

Høgare utdanning

–0.0063**

–0.0083

Inntekt, log.

0.0002

0.0000

Liggjetid akuttinnlegging år (t-1)

0.0010***

0.0022***

Liggjetid planlagt opph. år (t-1)

0.0002

0.0001

Antal besøk poliklinikk, år (t-1), akutt

0.0033***

0.0032***

Antal besøk poliklinikk, år (t-1), planlagt

0.0000

0.0029***

Liggjetid aktuell innlegging

0.0002

–0.0014***

Utskriven til privat heim

–0.0695***

–0.1282***

Antal bidiagnosar=1

0.0036

–0.0025

Antal bidiagnosar=2

0.0122***

0.0026

Antal bidiagnosar=3

0.0230***

0.0029

Antal bidiagnosar=4

0.0274***

0.0063

Antal bidiagnosar=5

0.0375***

0.0153**

Antall bidiagnosar>5

0.0509***

0.0254***

Hjarteinfarkt er hovuddiagnose

0.0181***

0.2645***

Hjartesvikt er hovuddiagnose

0.0374***

0.1079***

Lungebetennelse er hovuddiagnose

0.0436***

0.0627***

Kommunekarakteristika

Antal innbyggjarar, log.

–0.0006

–0.0059***

Netto driftsutg., pleie og omsorg pr. innbyggjar 80 år og over, prisjustert til 2009-nivå, log.

0.0145**

–0.0053

Andel årsverk i brukarretta tenester m/ fagutdanning frå høgskole/univ.

–0.0003*

0.0001

Plassar i institusjon i prosent av innbyggjarar 80 år og over

–0.0001

–0.0022***

Andel plassar avsett til rehabilitering/habilitering

0.0003

–0.0003

Legetimar pr. veke pr. bebuar i sjukeheim

–0.0032

–0.0149

Fysioterapitimar pr. veke pr. bebuar i sjukeheim

0.0003

–0.0147

Legemeldt sjukefråvær, prosent

–0.0008

0.0030**

Konstant

0.6610***

0.1579

Observasjonar

97 920

91 446

Justert R2

0.044

0.084

Note: Sjå likning 1. Dummyar for helseforetak, innleggingsår, -månad og -vekedag er inkluderte i modellen, men ikkje rapporterte av plassomsyn. * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01

Pårørande-ressursar. Tabell 2 viser at pasientar som har ektefelle, gjennomsnittleg har 0,4 prosentpoeng (pp) lågare sannsyn for å døy innan 30 dagar etter utskriving, når det er teke omsyn til ei rekkje andre faktorar som kan påverka mortaliteten. Å ha barn har også ein sterk og negativ samanheng med mortalitet, med ein koeffisient på 0,5 pp. Desse samanhengane er store, jamfør at gjennomsnittleg mortalitet er 6,6 prosent i utvalet sett under eitt.

Merk at pårøranderessursar er negativt assosiert med mortalitet, men positivt med reinnlegging. Sannsynet for reinnlegging er 1,5 pp høgare for eldre som har ektefelle samanlikna med dei som ikkje har det, og for eldre som har barn, er sannsynet 0,7 pp høgare samanlikna med eldre som ikkje har barn −ar babegge deler gjeld «andre ting like». Andelen som vert reinnlagt er 21,3 prosent i heile utvalet. I relative termar er derfor samanhengen med pårøranderessursar sterkare for mortalitet enn for reinnlegging.

Vi ser vidare at andre karakteristika ved pasientane stort sett påverkar dei to utfalla på same vis. Faktorar som indikerer dårlegare helse (som alder7, forbruk av sjukehustenester året før eller antal bidiagnosar), aukar risikoen for mortalitet og reinnlegging, medan faktorar som indikerer betre helse (som utdanning eller om pasienten vert utskriven til privat heim), reduserer risikoen.

Vi har gjort eigne analysar for ulike underutval, og resultata er rapporterte i tabell 3. For at ein skal kunne vurdera den relative storleiken på koeffisientane, viser tabellen gjennomsnittleg mortalitet og reinnleggingsrate for kvart underutval. Vi kontrollerer for dei same variablane som ovanfor, men av plassomsyn rapporterer vi berre resultata av variablane som måler pårøranderessursar.

Tabell 3 Resultat for underutval, etter kjønn, diagnose, alder og antal bidiagnosar

 

Kvinner

Menn

Hofte-brot

Hjarte-infarkt

Hjarte-svikt

Lunge-betennelse

80+

Meir enn 3 bidiagnosar

   

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Mortalitet

Har ektefelle

–0.0023

–0.0062**

–0.0058*

–0.0047

0.0021

–0.0019

–0.0055*

–0.0021

Har barn

–0.0090***

–0.0011

0.0009

–0.0130**

–0.0014

–0.0078

–0.0046*

–0.0085**

Gjennomsnitt (%)

6.1

7.3

6.3

4.9

7.2

7.7

8.0

8.1

Observasjonar

55 798

42 122

29 058

20 048

18 748

30 066

66 775

53 979

Justert R2

0.040

0.051

0.037

0.043

0.057

0.058

0.039

0.041

Reinnlegging

Har ektefelle

0.0142***

0.0172***

0.0000

0.0329***

0.0108

–0.0011

0.0117***

0.0152***

Har barn

0.0093*

0.0051

0.0094

0.0088

0.0176**

–0.0106

0.0047

0.0070

Gjennomsnitt (%)

18.9

24.5

14.1

38.6

20.4

16.9

19.3

22.1

Observasjonar

52 390

39 056

27 227

19 075

17 399

27 745

61 413

49 581

Justert R2

0.063

0.106

0.011

0.229

0.024

0.019

0.040

0.057

Note: Tabellen viser resultat frå estimering av likning (1). Av plassomsyn er ei rekkje forklaringsvariablar ikkje med i tabellen. * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01

Kjønn. Sidan forklaringsvariablane vi primært er interesserte i, er relaterte til aldersskilnader og kjønnsroller i parforhold, estimerer vi likning (1) for menn og kvinner separat. Tabell 3 viser at den negative assosiasjonen mellom det å ha ektefelle og mortalitet hovudsakleg finst blant menn. Menn som har ei kone, har 0,62 pp lågare sannsyn for død innan 30 dagar enn dei som ikkje har ektefelle, medan det ikkje er nokon tilsvarande signifikant samanheng blant kvinner. På den andre sida ser det ut til at det å ha barn er viktigare for kvinnelige pasientar, den negative skilnaden i mortalitet er 0,9 pp medan den ikkje er signifikant for menn.

Når det gjeld reinnlegging, er det å ha ektefelle forbunde med auka sannsyn for begge kjønn og utslaga er nokså like (1,4 pp for kvinner og 1,7 pp for menn). Også for reinnlegging synest det å ha barn å vera viktigare for kvinner enn for menn, men samanhengen er svak (signifikant berre på 10%-nivå). Estimata for dei andre forklaringsvariablane viser ingen klare skilnader etter kjønn.

Diagnose, alder og antal bidiagnosar. Som forventa, sidan antal observasjonar er redusert, finn vi færre signifikante samanhengar når vi gjer separate analyser for pasientgrupper med ulike diagnosar. Hovudbiletet er likevel at retninga på dei statistisk signifikante samanhengane er den same som det vi rapporterte for heile utvalet i tabell 2. Samanhengen mellom å ha ektefelle og mortalitet er tydelegast for hoftebrotspasientar, som er den einaste gruppa der den negative samanhengen er (svakt) signifikant. For hjarteinfarktpasientar er det å ha barn negativt assosiert med mortalitet, medan personar med ektefelle har eit signifikant større sannsyn for reinnlegging. Hjartesvikt-pasientar er den gruppa der vi finn eit større sannsyn for reinnlegging blant pasientar med barn. Pårørande ser ut til å bety minst for pasientar med lungebetennelse.

Vi har også gjort separate analysar for pasientar som vi forventar vil vera ekstra sårbare innanfor kvar hovuddiagnose, nemleg dei som er eldre enn 80 år og pasientar med minst tre bidiagnosar. Resultata framgår av kolonnene 5 og 6 og er kvalitativt dei same som for hovudutvalet, med det unntaket at samanhengen mellom det å ha barn og reinnlegging ikkje er statistisk signifikant.

Endring over tid. Vi er primært interesserte i om samanhengen mellom pårøranderessursar og utfalla vi studerer har endra seg over tid, med nivået i 2009 som samanlikningsgrunnlag. Kolonnene 2 og 4 i tabell 4, der interaksjonsledda mellom pårøranderessursar og årsdummiane er inkluderte, viser resultat frå å estimera likning (2). For mortalitet er 2010 det einaste året der samanhengen er ulik 2009-nivået. Når det gjeld reinnlegging, ser det ut til at det å ha barn aukar sannsynet i åra 2011−2013 samanlikna med åra før. Men dette skiljet fell ikkje saman med innføringa av samhandlingsreforma; den største auken kom i 2011, eitt år før reforma.

Tabell 4. Endring over tid

 

Mortalitet

Reinnlegging

(1)

(2)

(3)

(4)

Har ektefelle

–0.0089***

–0.0151***

0.0070**

–0.0017

Har barn

–0.0063***

–0.0049

0.0066**

–0.0089

 

Innlagt i 2010

–0.0056**

–0.0141**

–0.0053

–0.0235**

Innlagt i 2011

–0.0018

0.0005

0.0005

–0.0245**

Innlagt i 2012

0.0053**

0.0037

0.0062

–0.0132

Innlagt i 2013

–0.0031

–0.0008

0.0083**

–0.0110

 

Har ektefelle x Innlagt i 2010

 

0.0119**

 

0.0217***

Har ektefelle x Innlagt i 2011

 

0.0071

 

0.0077

Har ektefelle x Innlagt i 2012

 

0.0083

 

0.0111

Har ektefelle x Innlagt i 2013

 

0.0035

 

0.0034

 

Har barn × Innlagt i 2010

 

0.0048

 

0.0121

Har barn × Innlagt i 2011

 

–0.0059

 

0.0264**

Har barn × Innlagt i 2012

 

–0.0018

 

0.0182*

Har barn × Innlagt i 2013

 

–0.0041

 

0.0218*

Observasjonar

97 920

97 920

91 446

91 446

Justert R2

0.026

0.026

0.061

0.061

Note: Kolonnene 2 og 4 i tabellen viser resultat frå estimering av likning (2). Av plassomsyn er ei rekkje forklaringsvariablar ikkje med i tabellen. * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01

Vi har også sett på korleis utfalla vi studerer, heng saman med eigenskapar ved ektefelle eller barn (dersom personen har fleire barn, ser vi primært på karakteristika ved det barnet som bur nærmast, subsidiært karakteristika ved eldste dotter, deretter eldste son). Sett under eitt er eigenskapar ved ektefelle og barn signifikante både for mortalitet og reinnlegging, men for reinnlegging er ektefelle-karakteristika berre signifikante på 10 %­-nivå. Når vi studerer korleis barns karakteristika heng saman med utfall for foreldra, ser vi at mortaliteten er lågare dess yngre barnet er og dess meir det tener, og at mortaliteten er lågare dersom minst ein person i søskenflokken har utdanning frå helsesektoren. Vidare er sannsynet for reinnlegging lågare dersom barnet bur nær den eldre. Desse resultata tyder på at barnet har ei rolle som omsorgsperson. Om barnet er son eller dotter, synest ikkje å spela noko rolle.

Vi har også analysert om trekk ved kommunane kan verka inn på samanhengane mellom pårørande og mortalitet/reinnlegging. Ein kunne til dømes tenkja seg at i kommunar med svakt utbygt pleie- og omsorgssektor ville pårørande få ei sterkare rolle. Vi finn at samanhengane er dei same på tvers av kommunar som skil seg frå kvarandre med omsyn til ressursar eller antal innbyggjarar. Om det barnet som bur nærmast den gamle er ein son eller ei dotter, påverkar heller ikkje assosiasjonane vi studerer. For ein meir utfyllande omtale av resultata som gjeld trekk ved ektefelle, barn eller bustadkommune, viser vi til Holmås et al. (2015).

Diskusjon av resultata

Å analysera samanhengen mellom pårørande­ressursar og utfall som mortalitet og reinnlegging, er utfordrande både med omsyn til data og statistisk metode. I analysane har vi hatt tilgang til registerdata for heile pasientpopulasjonen over ein femårsperiode, og dei sentrale resultata viser at det å ha ektefelle og/eller eit vakse barn er negativt assosiert med mortalitet og positivt assosiert med reinnlegging målt 30 dagar etter sjukehusutskriving. Vi har testa desse resultata på fleire underutval, definerte ved kjønn, hovuddiagnose og alvorligheitsgrad. Resultata frå desse analysane er ikkje heilt eintydige, men det er ingen statistisk signifikante estimat som bryt med hovudresultatet. Når ein skal tolka desse resultata, må ein ha i mente at hovudutfordringa i analysen er å isolera effekten av kva pårørande faktisk bidrar med etter utskriving frå effekten av helserelatert seleksjon i samband med ekteskap og foreldreskap.

Likevel gjev analysen nokre indikasjonar på at seleksjon som omtalt ovanfor ikkje kan vera den einaste forklaringa på funna våre. Det enkle faktumet at samanhengane går i kvar si retning (negativt for mortalitet, positivt for reinnlegging), tyder på at pårørande spelar ei rolle. Betre uobservert helse blant eldre med pårørande skulle i seg sjølv innebera lågare risiko for reinnlegging. Dersom pårørande var heilt passive i høve til den eldre si helse etter utskriving, skulle vi ikkje forventa høgare reinnleggingsrate blant pasientar med pårørande. (Vi ser bort frå at omsorg frå pårørande kan vera skadeleg). Denne tolkinga − at dei pårørande spelar ei aktiv rolle – vert styrkt ved at andre karakteristika ved pasientane som indikerer helsetilstand (t.d. alder, bruk av sjukehustenester året før) stort sett påverkar dei to utfalla på same vis.

Som litteraturen har påpeikt, kan formell, betalt omsorg og uformell, ubetalt omsorg vera substitutt, spesielt for dei minst spesialiserte tenestene (sjå Bolin et al. (2008), van Houtven og Norton (2004), Bonsang (2009)). Vi har ikkje data som viser kva for formell omsorg pasienten har motteke etter utskriving. I prinsippet kunne ein tenkja seg at den kommunale pleie- og omsorgssektoren overkompenserte for ulempa med å ikkje ha pårørande, slik at pasientar utan pårørande sjeldnare måtte reinnleggjast. Ein mogleg, og etter vår meining meir rimeleg, mekanisme er at ektefelle/barn overvakar helsa til den eldre og går inn i ei «advokatrolle», noko som medverkar til at den eldre lettare vert reinnlagt, samtidig som det reduserer risikoen for død.

Helsepolitisk er det eit viktig tema i kva grad helsesystemet evnar å kompensera for manglande ressursar hjå pasienten, og korleis utviklinga er på dette feltet. Innanfor den femårsperioden vi har data for, har samhandlingsreforma vorte innført. Denne reforma har mange element, som kan tenkjast å verka i ulik retning. Dei to viktigaste økonomiske verkemidla i perioden 2012−2013 er kommunal medfinansiering og døgnpris for utskrivingsklare pasientar. Med kommunal medfinansiering kunne ein tenkja seg at kommunane ville prøva å førebyggja meir og at dei, om mogleg, ville behandla dei lettaste tilfella sjølve i staden for at pasienten vart innlagt på sjukehus. Kommunal medfinansiering galdt medisinske diagnosar, dvs. ikkje hoftebrot, men synest ikkje å ha hatt nokon innverknad på omfanget av sjukehusbehandling (Askildsen et al., 2015). Vi kjenner heller ikkje til indikasjonar på at pasientar som vart innlagte akutt på sjukehus etter reforma, er sjukare enn før reforma.

Derimot viser fleire studiar at samhandlingsreforma har ført til kortare liggjetid for utskrivingsklare pasientar (Melberg, 2014; Grimsmo 2013; Hagen et al., 2013). Våre data viser at liggjetida totalt, som gjekk ned år for år også før reforma, fekk ein ekstra stor reduksjon (eit skift nedover i trenden) då reforma vart innført. I intervju gjev kommunetilsette og brukarrepresentantar uttrykk for at pasientane er sjukare når dei vert utskrivne, og at det er meir press på dei pårørande (Abelsen et al., 2014). På denne bakgrunnen skulle ein venta ein sterkare samanheng mellom pårøranderessursar og mortalitet eller reinnlegging etter reforma enn før. Vi finn enkelte endringar innanfor femårsperioden vi studerer, men desse fell ikkje saman med samhandlingsreforma. Med det atterhaldet at effekten av samhandlingsreforma kan ha vorte motverka av andre endringar som kom samstundes, konkluderer vi derfor med at reforma ikkje har endra samanhengane mellom det å ha pårørande og utfalla mortalitet og reinnlegging for dei sårbare pasientgruppene i denne analysen.

Referanser

Abelsen, B., Gaski, M., Nødland, S.I. & Stephansen, A. (2014) Samhandlingsreformens konsekvenser for det kommunale pleie- og omsorgstilbudet. IRIS-rapport 2014/382.

Askildsen, J.E., Holmås, T.H., Kaarbøe, O., & Monstad, K. (2015). Evaluering av kommunal medfinansiering. Rokkansenteret, notat 6/2015.

Berntsen, K. N. (2011). Trends in total and cause-specific mortality by marital status among elderly Norwegian men and women. BMC Public Health, 11(1), 537.

Bolin, K., Lindgren, B., & Lundborg, P. (2008a). Informal and formal care among single‐living elderly in Europe. Health economics, 17(3), 393−409.

Bonsang, E. (2009). Does informal care from children to their elderly parents substitute for formal care in Europe? Journal of health economics, 28(1), 143−154.

Burgess, J. F., & Hockenberry, J. M. (2014). Can all cause readmission policy improve quality or lower expenditures? A historical perspective on current initiatives. Health Economics, Policy and Law, 9(02), 193−213.

Grimsmo, A., Kirchhoff R., & Aarseth, T. (2015). Samhandlingsreformen i Norge. Nordiske organisasjonsstudier, 17(3): 3−12.

Grimsmo, A. (2013). Hvordan har kommunene løst utfordringen med utskrivningsklare pasienter? Sykepleien Forskning, 8, 148−55.

Hagen, T.P, McArthur, D.P., & Tjerbo, T. (2013). Kommunal finansiering av utskrivningsklare pasienter. Erfaringer fra første året. HERO Working paper 2013:5.

Holmås, T.H., Monstad, K., & Steskal, D. (2015). Hospital Readmission and Mortality Among Frail Elderly – The Importance of Spouse and Adult Children. Rokkansenteret, notat 7/2015.

Iwashyna, T. J., & Christakis, N. A. (2003). Marriage, widowhood, and health-care use. Social science & medicine, 57(11), 2137−2147.

Kravdal, H., & Syse, A. (2011). Changes over time in the effect of marital status on cancer survival. BMC public health, 11(1), 804.

Manzoli, L., Villari, P., Pirone, G. M., & Boccia, A. (2007). Marital status and mortality in the elderly: a systematic review and meta-analysis. Social science & medicine, 64(1), 77−94.

Melberg, H.O. (2014). Utskrivningsklare pasienter: Katastrofe eller suksess? Kommunerevisoren nr. 3/2014.

Rendall, M. S., Weden, M. M., Favreault, M. M., & Waldron, H. (2011). The protective effect of marriage for survival: a review and update. Demography, 48(2), 481−506.

Romøren, T. I., Torjesen, D. O., & Landmark, B. (2011). Promoting coordination in Norwegian health care. International Journal of Integrated Care, 11 . 7 October 2011

Igitur publishing. Henta frå http://www.ijic.org URN:NBN:NL:UI:10-1-101575 / ijic2011-127

St.meld. nr. 47 (2008–2009) Samhandlingsreformen – rett behandling – rett tid. Helse- og omsorgsdepartementet.

Van Houtven, C. H., & Norton, E. C. (2004). Informal care and health care use of older adults. Journal of health economics, 23(6), 1159−1180.

Weaver, F. M., & Weaver, B. A. (2014). Does availability of informal care within the household impact hospitalisation? Health Economics, Policy and Law, 9(01), 71−93.

Helsedirektoratet, 2013. Notat https://helsedirektoratet.no/Documents/Kvalitetsindikatorer/KI%20definisjoner%20Somatisk%20helse/N-046%20%2030-dagers%20totaloverlevelse.pdf

1Artikkelen er skriven i samband med prosjektet «Samhandlingsreformens konsekvenser for eldre: Pasientrettigheter, pårørende og koordinering av tjenester» og er finansiert av Noregs forskingsråd (NFR-nummer 229619). Takk også til redaktørane og to fagfellevurderarar for innspel til artikkelen.
2Sjå https://helsedirektoratet.no/Documents/Kvalitetsindikatorer/KI%20definisjoner%20Somatisk%20helse/N-046%20%2030-dagers%20totaloverlevelse.pdf
3I rådata dekkjer omgrepet «ektefelle» også sambuar med felles barn.
4Følgjande ICD-10kodar er brukte i analysen: I21 (hjarteinfarkt), I099, I119, I130, I132, I255, I420, I971, I425, I426, I427, I428, I429, I43, I50, J81 (hjartefeil), J12−15 (lungebetennelse), S720−722 (hoftebrot), i samsvar med Helsedirektoratet sin praksis for diagnose-spesifikke kvalitetsindikatorar.
5For utvalet sett under eitt er andelen som døyr innan 30 dagar, 6,6, og andelen som vert reinnlagt, er 21,3.
6Vi har også estimert med kommune-fast-effekt, som fangar opp uobserverte karakteristika som er konstante over tid. Resultata avvik ikkje nemneverdig frå dei vi rapporterer her.
7Sannsynet for å døy innan 30 dagar etter utskriving aukar med alder. Sannsynet er gjennomsnittleg –0,0225+2*0,0002*70 = 0,55 prosentpoeng høgare for ein 71-åring enn for ein 70-åring, og tilsvarande –0,0225+2*0,0002*90 = 1,35 prosentpoeng høgare for ein 91-åring enn for ein 90-åring.

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