Bedre tilgjengelighet til allmennlegen var en av de viktigste begrunnelsene for fastlegereformen. I debatten rundt tilgjengelighet har størrelsen på fastlegenes liste stått sentralt. Så langt finnes ingen dokumentasjon på hva listelengde betyr for den faktiske tjenesteproduksjonen. Både for lange og for korte lister kan være problematisk.
Lange lister kan medføre rasjonering og et dårligere medisinsk tilbud til pasientene. Legene kan ha et motiv til å sikre seg mange pasienter på listene for å øke sin per capita-inntekt. Listene kan da bli så lange at ventetidene for forespørsler/konsultasjoner blir urimelig lange. Konsultasjonstiden kan også bli for kort, noe som vil svekke kvaliteten i allmennpraksis (1). Leger med korte lister kan kompensere manglende inntekter ved å øke refusjonene per konsultasjon. Legene har muligheter til å gjøre dette, fordi de er bedre informert om pasientens helsetilstand enn pasientene selv eller myndighetene. I faglitteraturen betegnes dette som tilbudsinduksjon og har vært ansett som en effektiv måte for legene å sikre seg en stabil og god inntekt (2, 3).
Det finnes en omfattende internasjonal litteratur om tilbudsinduksjon. Den rådende oppfatningen i 1970- og 80-årene var at legene induserte etterspørselen etter sine tjenester (2, 3). Fra slutten av 1980-tallet ble imidlertid bildet mer nyansert, først og fremst fordi metodene for å studere indusering ble vesentlig forbedret (3 – 8). Studier fra de siste 10 – 15 årene gir få holdepunkter for induksjon (4 – 8). Studier av tilbudsinduksjon fra den norske allmennlegetjenesten fra før fastlegereformen trådte i kraft, gir heller ikke støtte til induseringshypotesen (7 – 12). Et unntak er studien til Iversen & Lurås som evaluerte fastlegeforsøket (13, 14). De finner at om lag 65 % av fastlegene i forsøkskommunene hadde færre pasienter på sin liste enn de opprinnelig ønsket. De mener videre å finne at disse legene kompenserte for pasientmangelen ved å øke tjenesteproduksjonen per listepasient i form av flere gjeninnkallinger av pasientene og/eller ved å øke refusjonene per listepasient. Studien omfattet 105 fastleger.
Vi vil i denne artikkelen analysere sammenhengen mellom listelengde og legenes tjenesteproduksjon for å belyse hvorvidt fastlegereformen har ledet til dårligere tilgjengelighet, indusering eller begge deler. Vi vil også etterprøve funnene til Iversen & Lurås ved å studere hvordan tjenesteproduksjonen påvirkes av at fastlegene har for få listepasienter.
Materiale og metode
Data
Datamaterialet er hentet fra en omfattende spørreundersøkelse blant norske fastleger høsten 2002. Undersøkelsen ble utført av Legeforeningens forskningsinstitutt, og er et delprosjekt av Norges forskningsråds evaluering av fastlegeordningen. I alt 2 306 fastleger har deltatt i undersøkelsen, som har en svarprosent på 70. For å supplere analysene har vi benyttet oss av data fra trygdeetatens legeregningskontroll fra oktober/november 2001. Dette materialet omfatter 1 637 allmennleger og 820 000 pasientkontakter, hvorav 434 000 konsultasjoner. Norsk samfunnsvitenskapelige datatjeneste har vært behjelpelig med opplysninger om listelengde, listetak samt alders- og kjønnssammensetning på listen fra sin fastlegedatabase.
Analyser og forventede effekter
Sammenhengen mellom listelengde og legenes tjenesteproduksjon analyseres ved hjelp av regresjonsanalyser. Vi skiller mellom effekter på konsultasjoner og effekter på antall prøver/refusjoner per konsultasjon. Gitt at det ikke er rasjonering eller indusering, forventer vi at antall konsultasjoner per lege øker proporsjonalt med listelengden, dvs. at tilgjengeligheten for den enkelte pasient er uavhengig av listelengde (6 – 8). Dette svarer til en elastisitet på 1. Elastisiteten uttrykker den prosentvise endringen i den avhengige variabelen, det vil si antall konsultasjoner per lege, når listelengden øker med 1 %. Antall konsultasjoner per listepasient vil da være uavhengig av listelengden. I tilfelle indusering på antall prøver/refusjoner forventes en negativ sammenheng mellom listelengde og prøver/refusjoner per konsultasjon.
Vi ønsker å studere listelengdens betydning for tjenesteproduksjonen. Men det er også grunn til å tro at listelengde er bestemt av tjenesteproduksjonen; at listelengden er tilpasset pasientenes sykelighet. Det forventes da at antall konsultasjoner bestemmer listelengden. Vi kan derfor komme til å observere at leger med korte lister har relativt mange konsultasjoner per listepasient (mye sykelighet), mens leger med lange lister har forholdsvis få konsultasjoner per pasient (lite sykelighet). Dermed vil den estimerte elastisiteten for listelengde på konsultasjoner per lege bli lavere enn 1, noe som kan tyde på rasjonering eller induksjon, dersom vi ikke tar hensyn til hvilken virkning sykelighet har på listelengden.
Den potensielle endogeniteten ved listelengde blir håndtert ved en spesiell analyseteknikk som i økonometrien kalles totrinns minste kvadraters-estimering (two-stage least squares; 2SLS) (15). I denne analysemetoden brukes et sett med nye uavhengige variabler som er høyt korrelert med listelengde, men ikke med residualleddet i primærregresjonen. Med den primære regresjonen menes en analyse hvor antall konsultasjoner per lege eller refusjonsinntekter per konsultasjon er avhengig variabel og listelengde er uavhengig variabel. Den primære regresjonen estimeres ved minste kvadraters metode, også kalt OLS-estimering. De nye uavhengige variablene (instrumentvariabler) som brukes i 2SLS-estimeringen er: kommunens frie inntekter, folketall og demografiske kjennetegn ved kommunen (alders- og kjønnssammensetning). Dette er faktorer som definerer rammene for kommunens beslutning om antall fastleger i kommunen.
Resultatene presenteres i tabell 1 på to måter: ved vanlig OLS- estimering og ved 2SLS-estimering, hvor det er brukt instrumentvariabler. Ved den sistnevnte estimeringsmetoden tas det altså høyde for at sykeligheten også kan påvirke listelengden. Allmennlegenes tjenesteproduksjon avhenger også av karakteristika ved både legen og legepraksisen. I analysene er derfor også legens kjønn, alder, hvorvidt legen er spesialist i allmennmedisin, praksisutstyr og opplysninger om pasientsammensetning inkludert som kontrollvariabler. Effektene av disse variablene vises ikke i tabell 1.
|
Tabell 1 Effekter (elastisitet) av listelengde på antall konsultasjoner, legeinitierte konsultasjoner, laboratorieprøver per konsultasjon og refusjon per konsultasjon. Data fra Allmennlegeundersøkelsen 2002 og trygdeetatens legeregningskontroll høsten 2001. Vanlig regresjon (OLS) og 2SLS med instrumenter¹. Kontrollvariabler for legens og pasientenes kjønn og alder er inkludert, men ikke rapportert. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. Konfidensintervall i parentes. Se e-tabell 2 – 5 for underliggende analyser
|
|
Listelengde
|
|
Ønsker færre pasienter
|
|
Ønsker flere pasienter
|
|
Variabler
|
Vanlig regresjon
|
2SLS
|
|
Vanlig regresjon
|
2SLS
|
|
Vanlig regresjon
|
2SLS
|
|
Data fra Allmennlegeundersøkelsen
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Konsultasjoner
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
uten ønske om færre/flere pasienter
|
0,82² (0,77 – 0,88)
|
0,94² (0,76 – 1,12)
|
|
|
|
|
|
|
|
med ønske om færre/flere pasienter
|
0,84² (0,79 – 0,90)
|
0,93² (0,75 – 1,12)
|
|
– 0,02
|
0,07²
|
|
0,06²
|
– 0,06²
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Legeinitierte konsultasjoner
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
uten ønske om færre/flere pasienter
|
0,70² (0,61 – 0,79)
|
0,99² (0,68 – 1,29)
|
|
|
|
|
|
|
|
med ønske om færre/flere pasienter
|
0,69² (0,60 – 0,78)
|
0,99² (0,68 – 1,29)
|
|
0,04
|
0,11²
|
|
– 0,02
|
– 0,13²
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Laboratorieprøver per konsultasjon
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
uten ønske om færre/flere pasienter
|
0,23²
|
0,21
|
|
|
|
|
|
|
|
med ønske om færre/flere pasienter
|
0,24²
|
0,23
|
|
– 0,08²
|
– 0,05
|
|
– 0,02
|
– 0,05
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Data fra trygdeetatens legeregningskontroll
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Konsultasjoner
|
0,81² (0,74 – 0,88)
|
0,97² (0,67 – 1,27)
|
|
|
|
|
|
|
|
Refusjon per konsultasjon
|
– 0,03
|
0,22²
|
|
|
|
|
|
|
| [i] |
|
Tabell 2 Effekter av listelengde på antall konsultasjoner. Data fra Allmennlegeundersøkelsen 2002. Vanlig regresjon (OLS) og 2SLS med instrumenter. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. Konfidensintervall i parentes
|
|
Uten ønske om færre/flere pasienter
|
|
Med ønske om færre/flere pasienter
|
|
Variabler
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Konstant
|
2,08²
|
1,10
|
|
1,93²
|
1,16
|
|
Listelengde
|
0,82² (0,77 – 0,88)
|
0,94² (0,76 – 1,12)
|
|
0,84² (0,79 – 0,90)
|
0,93² (0,75 – 1,12)
|
|
Ønsker færre pasienter
|
|
|
|
– 0,02
|
0,07²
|
|
Ønsker flere pasienter
|
|
|
|
0,06²
|
– 0,06²
|
|
|
|
|
|
|
|
Pasientsammensetning
|
|
|
|
|
|
|
26 – 50 % av listepasientene er kvinner = 1
|
0,01
|
0,06
|
|
0,01
|
0,06
|
|
51 – 75 % av listepasientene er kvinner = 1
|
0,02
|
0,09
|
|
0,03
|
0,08
|
|
> 75 % av listepasientene er kvinner = 1
|
0,05
|
0,12
|
|
0,05
|
0,11
|
|
21 – 50 % av listepasientene er > 60 år = 1
|
0,02
|
0,04
|
|
0,02
|
0,04
|
|
> 50 % av listepasientene er > 60 år = 1
|
0,07²
|
0,06
|
|
0,07²
|
0,05
|
|
|
|
|
|
|
|
Legekarakteristika
|
|
|
|
|
|
|
Legens kjønn (= 1 hvis mann)
|
0,08²
|
0,20²
|
|
0,07²
|
0,20²
|
|
Legens alder 1 (= 1 hvis 35 – 50 år)
|
0,06
|
0,11²
|
|
0,06
|
0,11²
|
|
Legens alder 2 (= 1 hvis > 50 år)
|
0,04
|
0,07
|
|
0,04
|
0,06
|
|
Spesialist i allmennmedisin (= 1 hvis spesialist)
|
0,05²
|
0,11²
|
|
0,06²
|
0,10²
|
|
Praksistype (= 1 hvis gruppepraksis)
|
– 0,05
|
– 0,11²
|
|
– 0,05
|
– 0,11²
|
|
|
|
|
|
|
|
R²
|
0,34
|
0,13
|
|
0,34
|
0,14
|
|
Antall
|
2 080
|
2 075
|
|
2 080
|
2 075
|
| [i] |
|
Tabell 3 Effekter av listelengde på antall legeinitierte konsultasjoner. Data fra Allmennlegeundersøkelsen 2002. Vanlig regresjon (OLS) og 2SLS med instrumenter. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. Konfidensintervall i parentes
|
|
Uten ønske om færre/flere pasienter
|
|
Med ønske om færre/flere pasienter
|
|
Variabler
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Konstant
|
–2,30²
|
– 4,48²
|
|
–2,21²
|
– 4,42
|
|
|
|
|
|
|
|
Listelengde
|
0,70² (0,61 – 0,79)
|
0,99² (0,68 – 1,29)
|
|
0,69² (0,60 – 0,78)
|
0,99² (0,68 – 1,29)
|
|
Ønsker færre pasienter
|
|
|
|
0,04
|
0,11²
|
|
Ønsker flere pasienter
|
|
|
|
– 0,02
|
– 0,13²
|
|
|
|
|
|
|
|
Pasientsammensetning
|
|
|
|
|
|
|
26 – 50 % av listepasientene er kvinner = 1
|
0,02
|
0,07
|
|
0,02
|
0,07
|
|
51 – 75 % av listepasientene er kvinner = 1
|
0,07
|
0,12
|
|
0,07
|
0,12
|
|
> 75 % av listepasientene er kvinner = 1
|
0,01
|
0,07
|
|
0,00
|
0,05
|
|
21 – 50 % av listepasientene er > 60 år = 1
|
0,16²
|
0,18²
|
|
0,16²
|
0,17²
|
|
> 50 % av listepasientene er > 60 år = 1
|
0,42²
|
0,41²
|
|
0,42²
|
0,41²
|
|
|
|
|
|
|
|
Legekarakteristika
|
|
|
|
|
|
|
Legens kjønn (= 1 hvis mann)
|
0,17²
|
0,27²
|
|
0,17²
|
0,28²
|
|
Legens alder 1 (= 1 hvis 35 – 50 år)
|
0,05
|
0,09
|
|
0,05
|
0,08
|
|
Legens alder 2 (= 1 hvis > 50 år)
|
0,07
|
0,09
|
|
0,07
|
0,07
|
|
Spesialist i allmennmedisin (= 1 hvis spesialist)
|
0,15²
|
0,19²
|
|
0,15²
|
0,18²
|
|
Praksistype (= 1 hvis gruppepraksis)
|
– 0,08
|
– 0,12²
|
|
– 0,08
|
– 0,13²
|
|
|
|
|
|
|
|
R²
|
0,19
|
0,13
|
|
0,19
|
0,13
|
|
Antall
|
2 109
|
2 104
|
|
2 109
|
2 104
|
| [i] |
|
Tabell 4 Effekter av listelengde på antall konsultasjoner og refusjon per konsultasjon. Data fra trygdetatens legeregningskontroll høsten 2001. Vanlig regresjon (OLS) og 2SLS med instrumenter. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. Konfidensintervall i parentes
|
|
Antall konsultasjoner
|
|
Refusjon per konsultasjon
|
|
Variabler
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Konstant
|
0,03
|
– 0,05
|
|
5,50²
|
3,69²
|
|
Listelengde
|
0,81² (0,74 – 0,88)
|
0,97² (0,67 – 1,27)
|
|
– 0,03 (– 0,08 – 0,02)
|
0,22² (0,02 – 0,42)
|
|
|
|
|
|
|
|
Pasientsammensetning
|
|
|
|
|
|
|
Andel kvinnelige listepasienter
|
0,18²
|
0,56²
|
|
0,26²
|
0,24²
|
|
Alder (år)
|
|
|
|
|
|
|
Andel listepasienter 7 – 20
|
0,09
|
0,26²
|
|
– 0,02
|
– 0,03
|
|
Andel listepasienter 21 – 30
|
0,11²
|
0,09
|
|
0,12²
|
0,12²
|
|
Andel listepasienter 31 – 40
|
0,01
|
0,15
|
|
0,13²
|
0,11²
|
|
Andel listepasienter 41 – 50
|
– 0,24²
|
– 0,27²
|
|
0,20²
|
0,20²
|
|
Andel listepasienter 51 – 60
|
– 0,01
|
0,09
|
|
0,12²
|
0,12²
|
|
Andel listepasienter 61 – 70
|
0,24²
|
0,24²
|
|
– 0,09²
|
– 0,10²
|
|
Andel listepasienter 71 – 80
|
0,00
|
0,06
|
|
0,05
|
0,05
|
|
Andel listepasienter over 80
|
– 0,04
|
– 0,03
|
|
– 0,03
|
– 0,02
|
|
|
|
|
|
|
|
Legekarakteristika
|
|
|
|
|
|
|
Legens kjønn (= 1 hvis mann)
|
0,21²
|
0,42²
|
|
0,16²
|
0,15²
|
|
Legens alder 1 (= 1 hvis 35 – 50 år)
|
– 0,03
|
0,00
|
|
0,03
|
0,03
|
|
Legens alder 2 (= 1 hvis > 50 år)
|
– 0,02
|
– 0,04
|
|
– 0,03
|
– 0,03
|
|
Spesialist i allmennmedisin (= 1 hvis spesialist)
|
0,14²
|
0,17²
|
|
0,43²
|
0,43²
|
|
Praksistype (= 1 hvis gruppepraksis)
|
– 0,04
|
– 0,11²
|
|
0,04²
|
0,05²
|
|
|
|
|
|
|
|
R²
|
0,36
|
0,20
|
|
0,35
|
0,33
|
|
Antall
|
1 548
|
1 548
|
|
1 548,00
|
1 548
|
| [i] |
|
Tabell 5 Effekter av listelengde på antall laboratorieprøver per konsultasjon. Data fra Allmennlegeundersøkelsen 2002. Vanlig regresjon (OLS) og 2SLS med instrumenter. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. Konfidensintervall i parentes
|
|
Uten ønske om færre/flere pasienter
|
|
Med ønske om færre/flere pasienter
|
|
Variabler
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Vanlig regresjon
|
2SLS med instrumenter¹
|
|
Konstant
|
–2,67²
|
–2,60²
|
|
–2,76²
|
–2,70²
|
|
Listelengde
|
0,23²
|
0,21
|
|
0,24²
|
0,23
|
|
Ønsker færre pasienter
|
|
|
|
– 0,08²
|
– 0,05
|
|
Ønsker flere pasienter
|
|
|
|
– 0,02
|
– 0,05
|
|
|
|
|
|
|
|
Pasientsammensetning
|
|
|
|
|
|
|
26 – 50 % av listepasientene er kvinner = 1
|
– 0,08
|
– 0,06
|
|
– 0,08
|
– 0,06
|
|
51 – 75 % av listepasientene er kvinner = 1
|
– 0,05
|
– 0,02
|
|
– 0,04
|
– 0,02
|
|
> 75 % av listepasientene er kvinner = 1
|
– 0,03
|
– 0,01
|
|
– 0,03
|
– 0,01
|
|
21 – 50 % av listepasientene er >60 år = 1
|
0,14²
|
0,15²
|
|
0,15²
|
0,15²
|
|
> 50 % av listepasientene er > 60 år = 1
|
0,25²
|
0,25²
|
|
0,26²
|
0,25²
|
|
|
|
|
|
|
|
Legekarakteristika
|
|
|
|
|
|
|
Legens kjønn (= 1 hvis mann)
|
– 0,04
|
– 0,01
|
|
– 0,04
|
– 0,01
|
|
Legens alder 1 (= 1 hvis 35 – 50 år)
|
0,05
|
0,07
|
|
0,05
|
0,07
|
|
Legens alder 2 (= 1 hvis > 50 år)
|
0,18²
|
0,19²
|
|
0,18²
|
0,19²
|
|
Spesialist i allmennmedisin (= 1 hvis spesialist)
|
0,03
|
0,05
|
|
0,04
|
0,47
|
|
Praksistype (= 1 hvis gruppepraksis)
|
0,03
|
0,01
|
|
0,03
|
0,01
|
|
Praksisen har enkelt laboratorieutstyr = 1
|
0,44²
|
0,46²
|
|
0,43²
|
0,46²
|
|
Praksisen har middels avansert laboratorieutstyr = 1
|
0,69²
|
0,72²
|
|
0,68²
|
0,72²
|
|
Praksisen har avansert laboratorieutstyr = 1
|
0,99²
|
1,03²
|
|
0,99²
|
1,04²
|
|
|
|
|
|
|
|
R²
|
0,11
|
0,10
|
|
0,11
|
0,10
|
|
Antall
|
2 075
|
2 071
|
|
2 075
|
2 071
|
| [i] |
Resultater
Fastlegene i undersøkelsen har i gjennomsnitt 1 281 pasienter på sin liste. 18 % av legene har lister med over 1 600 pasienter, 4 % har mer enn 2 000 pasienter. 60 % av fastlegene er fornøyde med antallet listepasienter. 21 % av fastlegene ønsket seg flere pasienter, mens 19 % ønsket seg færre pasienter.
Konsultasjoner
Tabell 1 viser effekten av listelengde på antall konsultasjoner per lege. Ved vanlig regresjon (OLS) er elastisiteten 0,82 (tab 1, kolonne 1). Når vi tar høyde for at sykeligheten også kan påvirke listelengden (2SLS-estimering), øker elastisiteten til 0,94, dvs. at det er et tilnærmet proporsjonalt forhold mellom listelengde og antall konsultasjoner per lege (tab 1). Disse resultatene bekreftes også av analysene foretatt på data fra trygdeetatens legeregningskontroll (tab 1).
I allmennlegeundersøkelsen bad vi fastlegene rapportere andelen konsultasjoner som er initiert av legen selv (planlagte kontroller). Effekten av listelengde på legeinitierte konsultasjoner er i samsvar med effekten av listelengde på antall konsultasjoner (tab 1).
I analysen av data fra allmennlegeundersøkelsen har vi også inkludert to variabler som fanger opp legenes vurdering av pasientmengden. Ved vanlig regresjon (OLS), hvor listelengde er estimert uten bruk av instrumentvariabler, er det en positiv, men svak effekt (0,06) av det å ønske seg flere pasienter. Når man tar høyde for at sykeligheten også kan påvirke listelengden (2SLS-estimering), blir effekten svakt negativ (– 0,06) (tab 1).
Laboratorieprøver og refusjoner
Tabell 1 viser også effekten av listelengde på antall prøver/refusjoner per konsultasjon per lege. Det sentrale funn er at listelengde ikke har noen negativ effekt på verken antall prøver eller på refusjoner. I noen spesifikasjoner har faktisk listelengde en positiv og statistisk signifikant effekt på antall prøver/refusjoner per konsultasjon. Fastleger som oppgir at de har for få pasienter, kompenserer heller ikke ved å ta flere prøver per konsultasjon (tab 1).
Diskusjon
Etter innføringen av fastlegeordningen var det relativt mye diskusjon om lengden på legenes lister (14, 16, 17). Et potensielt problem er at lange lister kan gi en kvalitativt dårlig allmennlegetjeneste (1). I denne studien har vi belyst ett aspekt ved kvalitet, nemlig tilgjengelighet.
Våre analyser tyder på at pasientenes tilgjengelighet til allmennlegen er uavhengig av listelengden. Funnet krever minst to kommentarer: For det første kan en forklaring være selve finansieringssystemet. Per capita-andelen utgjør en relativt liten andel av fastlegenes inntekter i Norge (18). Dette gir legene et incentiv til å ha korte lister, noe som er forenelig med å ivareta hensynet til tilgjengelighet. For det andre, selv om den gjennomsnittlige listelengden er relativt kort, er det stor variasjon i listelengden mellom fastlegene. Selv leger som har lange lister, ser likevel ikke ut til å rasjonere med konsultasjonene. En nærliggende forklaring er at dette har sammenheng med praksisorganiseringen. Leger med lange lister har trolig effektive rutiner for pasienthåndtering og pasientgjennomstrømning. Effektiv praksisdrift blir da et viktig virkemiddel for å sikre pasientenes tilgjengelighet til allmennlegetjenesten. Resultatene viser også at leger med korte lister ikke induserer på antall konsultasjoner eller prøvetaking. En forklaring kan være at de legene som har korte lister, har valgt dette selv (for eksempel fordi de ønsker kort arbeidstid) og følgelig ikke har behov for å indusere.
Våre funn støtter ikke opp under resultatene til Iversen & Lurås (13, 14). Dette kan skyldes at Iversen & Lurås har brukt registerdata for å måle arbeidsbelastning. Deres data kommer fra Rikstrygdeverkets database over fastlegenes listetak og listelengde. På bakgrunn av differansen mellom listetak og faktisk listelengde argumenterer Iversen & Lurås for at et svært høyt antall av fastlegene i forsøkskommunene hadde for få listepasienter. Problemet i disse kommunene har imidlertid vært at fastlegene heller har hatt for høy enn for liten arbeidsbelastning (19, 20). I en studie fra de fire forsøkskommunene i 1995 mente hele 42 % av de mannlige fastlegene og 53 % av de kvinnelige fastlegene at arbeidsbelastningen var for stor. Ingen av de kvinnelige fastlegene og bare 6 % av de mannlige legene rapporterte om for liten arbeidsbelastning. I en annen studie rapporterte 41 % av fastlegene i Trondheim om for lange lister i 1999 (20). I vår allmennlegeundersøkelse fra 2002 oppgir 35 % av fastlegene i forsøkskommunene at de hadde for mange listepasienter. Bare 7 % av fastlegene i disse kommunene ønsket flere pasienter.
Konklusjon
Det er betydelig variasjon i listelengde blant norske fastleger. Denne variasjonen påvirker imidlertid ikke tilgjengeligheten til fastlegene. Fastleger med korte lister, eller som mangler pasienter, foretar heller ikke flere gjenninnkallinger eller prøver/behandlinger for å øke sin inntekt. Resultatene tyder på at verken rasjonering eller indusering er aktuelle problemer i norsk allmennlegetjeneste i dag.
