Fastlegepasienters bruk av legevakt

Materiale og metode

Materialet omfatter alle elektroniske regningskort fra vaktleger i Norge i 2008 (22). Materialet er tilnærmet fullstendig, dekningsgraden i et tilsvarende HELFO-materiale er beregnet til nesten 98 % i 2009 (23).

Gjennom registerkoblinger til Fastlegedatabasen og Statistisk sentralbyrå (SSB) har vi fått flere opplysninger om pasientenes fastlege. Fullstendig personnummer mangler imidlertid for 22,8 % av pasientene, og for disse er det ikke mulig å definere fastlege. Fastlegevariablene er kjønn, alder (< 40 år, 40 – 49 år, 50 – 59 år, > 59 år), innvandrerstatus, botid i Norge, avlønningsform (fast lønn eller privat praksis), praksistype (solo- eller gruppepraksis), praksiskommune (sentralitet), listekapasitet (åpen eller lukket) og listelengde. Vikarleger som ikke er inkludert i fastlegedatabasen, er ikke med i analysene.

Innvandrer er definert som en person som er født i utlandet av to utenlandsfødte foreldre og som på et tidspunkt har innvandret til Norge.

Sentralitet er definert som en kommunes geografiske beliggenhet i forhold til et senter hvor det finnes funksjoner av høy orden (sentrale funksjoner). Sentralitet regnes på en skala fra 0 til 3, hvor 0 betegner de minst sentrale kommunene og 3 de mest sentrale (24).

Fastlegelistene åpnes når differansen mellom listetak og listelengde blir minst 20. Vi beregnet differansen mellom listetaket og gjennomsnittlig listelengde gjennom året og definerte listen som åpen dersom denne differansen var minst 20.

En legevaktkontakt ble definert som en konsultasjon (takstkode 2ad, 2ak, 2fk), et sykebesøk (11ad, 11ak), en telefonkontakt (1bd, 1bk, 1g) eller en enkel kontakt (1ad, 1ak, 1h). For hver enkelt fastlege ble det beregnet en kontaktrate: Totalt antall legevaktkontakter deres listepasienter har hatt dividert med listelengden og multiplisert med 100. Ulike fastlegers kontaktrate ble så analysert i forhold til ulike bakgrunnsvariabler. Resultatene er gitt som gjennomsnittlig kontaktrate med 25- og 75-prosentiler. Forskjellene er også testet med t-test. Statistisk signifikans ble satt til 5 % (p < 0,05).

Ved hjelp av medianverdien (24,3 kontakter per 100 listepasienter) ble kontaktraten dikotomisert i høy versus lav kontaktrate. Denne variabelen ble brukt som avhengig variabel i en multivariat logistisk regresjonsanalyse. Vi brukte de samme forklaringsvariablene som i den deskriptive analysen. Alle fastlege- og listevariablene er inkludert i modellen samtidig, uavhengig av om de var statistisk signifikante i bivariate analyser, og er justert for hverandre. De inkluderte forklaringsvariablene er kjønn, aldersgrupper, innvandrerstatus med kort og lang botid (dikotomisert ved hjelp av medianverdien 11 år), avlønningsform (privat praksis eller fast lønn), praksistype (gruppe- eller solopraksis), sentralitet, listekapasitet (åpen eller lukket liste) og listelengde (fire grupper med avtakende gruppestørrelse med økende listelengder, fordi dette fanget opp effekten av lange lister). Vi gjorde også tilsvarende analyser med øvre og nedre kvartil som avhengig variabel, dvs. vi dikotomiserte på øvre og nedre kvartil og med bare konsultasjoner (dvs. ekskludert sykebesøk, telefonkontakt og enkel kontakt) som avhengig variabel. Videre gjorde vi en analyse hvor vi definerte åpne lister som mer enn 100 ledige listeplasser.

Studien inngår i prosjektet Innvandrerhelse i Norge ved Forskningsgruppe for allmennmedisin, Institutt for samfunnsmedisinske fag, Universitetet i Bergen. Prosjektet benytter data fra Helseøkonomiforvaltningen (HELFO), Fastlegedatabasen, Statistisk sentralbyrå og Reseptregisteret. Prosjektet har fått konsesjon fra Datatilsynet og er godkjent av regional komité for medisinsk og helsefaglig forskningsetikk. NAV og Helsedirektoratet har gitt dispensasjoner fra taushetsplikten. Registerkoblingene er utført av Reseptregisteret og Norsk samfunnsvitenskapelig datatjeneste (NSD). Den anonymiserte datafilen ble tilrettelagt for analyse av sistnevnte.

Resultater

I alt 4 097 fastleger er inkludert i analysen, 1 373 kvinner og 2 724 menn (66 %). Deres listepasienter hadde til sammen 1 287 203 legevaktkontakter der personnummeret var kjent. Gjennomsnittlig kontaktrate var 27,4 kontakter per 100 listepersoner, men det var stor variasjon fastlegene imellom (fig 1).

Figur 1  Histogram: Fordeling av legevaktkontakter (per 100 listepersoner) per fastlege

Powerpoint

Dersom alle fastleger med kontaktrater over 75-prosentilen (33,1 kontakter per 100 listepersoner) fikk redusert kontaktraten til 33,1, ville den samlede legevaktkontaktraten falle fra 27,4 til 23,8, en innsparing på 144 208 kontakter. Dersom alle fastleger med kontaktrater over 50-prosentilen (24,3 kontakter per 100 listepersoner) fikk redusert kontaktraten til 24,3, ville den samlede legevaktkontaktraten falle til 20,6, en innsparing på 288 745 kontakter. Dersom alle fastleger med kontaktrater over 25-prosentilen (17,8 kontakter per 100 listepersoner) fikk redusert kontaktraten til 17,8, ville den samlede kontaktraten falle til 16,6, en innsparing på 482 877 kontakter.

I den bivariate analysen var følgende fastlegekarakteristika knyttet til statistisk signifikant høyere bruk av legevakt: mann, ung, innvandrer, fast lønn. Forskjellene mellom åpne og lukkede lister og mellom solo- og gruppepraksiser var ikke signifikante. Legevaktbruken var størst i perifere kommuner, og de som sto på lange lister brukte legevakten signifikant mindre enn andre (tab 1, fig 2).

Figur 2  Fastlegepasientenes kontaktrater på legevakt (per 100 listepersoner) etter fastlegenes listelengde

Powerpoint

I den multivariate analysen fant vi at pasienter hos mannlige leger, unge leger og innvandrerfastleger brukte legevakten signifikant mer, men i denne analysen var ikke avlønningsformen signifikant. Derimot var det signifikant færre pasienter fra solopraksiser som brukte legevakten, og signifikant færre fra åpne lister. For listelengde og sentralitet var funnene i multivariatanalysen som i den bivariate analysen (tab 2).

De alternative multivariatanalysene ga gjennomgående samme resultat, også om vi definerte åpne lister som mer enn 100 ledige listeplasser. Men når konsultasjoner ble brukt som avhengig variabel, var ikke lenger avviket signifikant for de mest perifere kommunene.

Diskusjon

Materialet omfatter i utgangspunktet nesten alle legevaktkontakter i 2008, men 22,8 % av kontaktene kunne ikke knyttes opp til én spesifikk fastlege, da det manglet fullstendig personnummer på pasienten. Mange pasienter uten personnummer vil være utlendinger som ikke har fastlege, men det vil også være noen som ikke husker sitt eget personnummer ellers sine barns personnummer. Alle pasienter som har fastlege, har enten personnummer eller D-nummer, og vi tror ikke pasientenes evne til å huske personnummeret sitt varierer vesentlig og systematisk fra fastlege til fastlege. Det kan nok være grupper av vanskeligstilte som har større problemer med å huske personnummeret sitt enn andre, og dersom disse er overrepresentert hos enkelte fastleger, kan det føre til at vi underestimerer disse fastlegenes «lekkasje» av pasienter til legevakt. Ulik listesammensetning vil åpenbart forklare noe av den store variasjonen i bruk av legevakt fra liste til liste, men dette har vi ikke hatt noen mulighet til å kontrollere for i analysene.

Mange av fastlegevariablene avhenger av hverandre. Kvinnelige fastleger er yngre enn mannlige, og de har kortere lister. I perifere strøk har fastlegene kortere lister og oftere fast lønn. Åpne lister er kortere enn lukkede lister. Slike forhold forklarer at det er forskjeller mellom resultatene i den bivariate og den multivariate analysen.

I tidligere studier har man i liten grad vært i stand til å forklare variasjonen i legevaktbruk med utgangspunkt i fastlege- og listekarakteristika, trolig fordi de har vært for små og manglet styrke (9, 21, 25, 26). Vår studie omfatter praktisk talt samtlige fastleger i Norge og har derfor styrke til å påvise flere mulige forklaringsfaktorer.

Vi finner at listepasientenes bruk av legevakt varierer betydelig fra fastlege til fastlege. Dette bekrefter tidligere funn, både innenlands og utenlands (2, 3, 8-10, 27). Vi har beregnet at det er et potensial for flytting av flere hundre tusen kontakter fra legevakt til fastlege dersom fastlegene med størst «lekkasje» av pasienter nærmer seg gjennomsnittet, dvs. får bedre kapasitet til å ta imot akutte henvendelser.

I noen tilfeller kan den manglende valgmuligheten i fastlegeordningen føre til at noen bruker legevakten fordi de er misfornøyd med fastlegen (15). Det er også grunn til å tro at dårlig tilgjengelighet hos fastlegen kan føre til at flere oppsøker legevakten (12, 27). Det er derfor ikke overraskende at den multivariate analysen viser at pasienter fra åpne lister bruker legevakten mindre enn pasienter fra lukkede lister. Åpne lister er vanligere i utkantstrøk, der legevaktbruken er større enn i sentrale strøk. Åpne lister er også kortere enn lukkede lister, noe som igjen påvirker pasientenes bruk av legevakt. Dette er forhold som gjør at sammenhengen mellom åpen/lukket liste og pasientenes bruk av legevakt kan maskeres i bivariate analyser.

I motsetning til hva mange tror og hva som ofte hevdes i offentlig debatt, er tilgjengeligheten best hos fastleger med lange lister (13). Deres listepasienter har derfor mindre grunn til å bruke legevakten, noe som støttes av våre funn. Man kan tenke seg at pasientene på disse lange listene oftere enn andre benytter seg av helprivate helsetjenester i stedet for legevakt, eller at disse fastlegene oftere enn andre får hjelp av vikarer. Men sammenhengen mellom listelengde og pasientenes bruk av legevakt synes så entydig og sterk at det er liten grunn til å betvile at dette er et valid resultat.

I forbindelse med valg av fastlege var kontinuitet det viktigste kriteriet for pasientene, de ønsket å beholde den legen de allerede hadde (28, 29). Dette var et viktigere kriterium enn tilgjengelighet. Etablerte leger ble derfor foretrukket av etablerte pasienter, mens legevalget hadde mindre betydning for friske. Kvinnelige pasienter bruker helsetjenester mer enn mannlige pasienter og foretrekker kvinnelige leger. Disse faktorene kan medføre at eldre fastleger og kvinnelige fastleger har tyngre lister enn andre fastleger.

Kvinnelige fastleger har noe dårligere tilgjengelighet enn sine mannlige kolleger (30), men vi finner likevel at de har mindre «lekkasje» av pasienter til legevakten, i likhet med eldre fastleger. Dette kan bety at deres pasienter gjennomgående har høyere grad av lojalitet til sin fastlege enn andre pasienter. Det samme gjelder trolig fastleger i solopraksis, mens det omvendte kan være tilfellet for innvandrerlegene (17).

Det synes som om pasienter hos innvandrerleger bruker legevakten i større grad enn pasienter hos norske fastleger, men forskjellen avtar med innvandrerlegenes botid i Norge. Det er grunn til å tro at innvandrerpasienter er overrepresentert på listene til innvandrerfastleger (31). Dersom det er korrekt at innvandrerpasienter bruker legevakten mer enn andre pasienter (18), ville dette kunne forklare at innvandrerleger «lekker» mer pasienter til legevakten enn norske leger, men dette vet vi for lite om. Studier fra København tyder på at det er betydelige variasjoner i innvandrernes bruk av legevakt (19, 20).

Den bivariate analysen kan tyde på at pasienter hos fastlønnede fastleger bruker legevakten i større grad enn pasienter i private fastlegepraksiser. Funnet ble svekket i den multivariate analysen og har trolig sammenheng med at fastlønn er mest brukt i perifere strøk. Tidligere undersøkelser tyder på at fastlønnede leger har nesten like mange pasienter per time som privatpraktiserende leger, men at de bruker mye mer tid på andre oppgaver og derfor har færre pasienter per uke (32).

Bruken av legevakt er høyere i perifere kommuner enn i mer sentrale områder. Dette kan ha sammenheng med rekrutteringsproblemer og gjennomtrekk av fastleger i utkantene. Manglende fastlege tvinger pasientene til å bruke legevakt. Korttidsvikarer vil ofte ha interesse av å tjene mest mulig på kortest mulig tid og kan derfor velge å ta imot så mange pasienter som mulig på legevakt.

Det er kjent at legevakten i perifere kommuner håndterer relativt flere kontakter per telefon og ved hjemmebesøk (1). Dette kan dels skyldes at vaktlegen ofte kjenner pasienten og kan avklare mange spørsmål på telefon, dels at vaktene er roligere og at man har bedre tid til å reise på hjemmebesøk. Slike forhold kan forklare hvorfor den høyere kontaktraten i perifere kommuner ikke lenger var signifikant om vi bare så på legevaktkonsultasjoner.

Det er pasientene i de nest mest sentrale kommunene (sentralitet 2) som bruker legevakten minst. Dette er ofte mellomstore byer og tilgrensende landkommuner (24). Her er det ofte etablert store interkommunale legevakter (33). Dette kan medføre at pasienter i tilgrensende kommuner har høyere terskel for å oppsøke legevakten. Det er kjent at lange avstander medfører redusert bruk av legevakt (21).

Vi mener at et lavt forbruk av legevakttjenester er tegn på en velorganisert og godt fungerende allmennlegetjeneste. Det er bare et lite mindretall av legevakthenvendelsene som virkelig haster (3), de fleste kan karakteriseres som unødvendige, i den forstand at de kan vente til neste dag. Mange pasienter er også enige i at de kunne ha ventet dersom fastlegen hadde ledig time for dem neste dag (10, 11). Flere hundre tusen legevaktkonsultasjoner kunne trolig unngås dersom legevakten kunne henvise pasienter til egen fastlege neste dag og hvis forskjellene mellom fastlegenes kontaktrater ble mindre (34). Den store variasjonen i bruk av legevakt indikerer at flere fastleger bør legge til rette for bedre tilgjengelighet for akutte henvendelser på dagtid.