Hva påvirker allmennlegenes kontraktsvalg og flytteplaner?

Jostein Grytten, Irene Skau, Rune Sørensen, Olaf G. Aasland Om forfatterne

Vi vet lite om hva som påvirker norske allmennlegers valg av arbeidssted eller kontraktstype. Det meste av den internasjonale forskningen om dette bygger på klassiske markedsmodeller. I den såkalte Hotelling-modellen lokaliserer legene seg i markedets tyngdepunkt, dvs. slik at gjennomsnittlig reisetid for pasientene blir minst mulig (1). Med flere leger vil avstandene mellom dem bli tilpasset slik at forventet antall pasientbesøk blir likt for hver lege. Etter dette resonnementet vil legedekningen i landet som helhet gi en god prediksjon av antall leger i ulike geografiske områder. Med høyere samlet legedekning vil den geografiske konkurransen føre til at legene etablerer seg i stadig mer spredtbygde områder.

Hotelling-modellen har fått empirisk støtte, ofte basert på analyser av privatpraktiserende leger i det amerikanske markedssystemet. For eksempel har større byer og tettsteder en høyere sannsynlighet for å ha en spesialist enn mindre steder. Spesialiteter med få utøvere er mer geografisk konsentrert enn spesialiteter der dekningen er høyere (2).

Disse amerikanske analysene har en viss relevans for forståelsen av etableringsbeslutningen til privatpraktiserende allmennleger i Norge. Men analysene må suppleres med en forståelse av hvordan ulike kontraktsformer påvirker lokaliseringsbeslutningene. Spesielt er dette viktig fordi fastlønnskontrakter og driftsavtaler gir allmennlegene en delvis aktivitetsuavhengig inntekt. Denne kan brukes som et incitament for å sikre etablering i spredtbygde strøk. Vi kjenner bare til én internasjonal studie av dette. Bolduc og medarbeidere studerte legers førstegangslokalisering i Canada (3). De fant at økonomiske incentiver, som prissubsidier og aktivitetsuavhengig inntekt, har betydelig effekt på beslutningen om hvor en nyutdannet lege skal etablere seg, og at disse virkemidlene bidrar til en mer jevn geografisk fordeling.

Formålet med denne undersøkelsen er å studere norske allmennlegers lokaliseringsbeslutning. Vi studerer lokaliseringsbeslutningen som en sekvensiell prosess hvor vi først analyserer legens valg av kontraktstype, gitt egenskaper ved legen og kommunen. Deretter studerer vi legens flytteplaner. I analysen av flytteplaner oppfatter vi egenskaper ved nåværende stilling som gitte størrelser. Forhold knyttet til dagens kontraktsforhold og dagens lokaliseringssted vil da være forklaringsvariabler i en modell med sannsynligheten for utflytting som responsvariabel.

Materiale og metode

Datamaterialet er hentet fra en omfattende spørreundersøkelse blant norske allmennleger som ble gjennomført i november/desember 1998 (4). Undersøkelsen er et samarbeidsprosjekt mellom Handelshøyskolen BI, Universitetet i Oslo og Legeforeningens forskningsinstitutt. Formålet med selve undersøkelsen var todelt: For det første ønsket vi å studere virkningen av kontrakter på allmennlegenes tjenesteproduksjon. Allmennlegenes tjenesteproduksjon er i første rekke pasientbehandling, noe som kan måles ved konsultasjoner og andre pasientkontakter og hvilken tid som benyttes i hver enkelt konsultasjon og kontakt. Den teoretiske begrunnelsen for denne første delstudien og resultatene er beskrevet i en egen rapport (4). For det andre ønsket vi å studere allmennlegenes lokaliseringsbeslutning. Noen beskrivende resultater fra denne andre delstudien er gitt i samme rapport, som beskriver effekter av kontrakter på tjenesteproduksjonen (4). Problemstillingen blir imidlertid først i nåværende fagartikkel underlagt en fullverdig teoretisk og analytisk behandling. Både problemstillinger og hypoteser ble utarbeidet før undersøkelsen ble gjennomført. Spørsmålene i spørreskjemaet ble valgt for å belyse våre problemstillinger og hypoteser.

Spørreskjemaer ble sendt til henholdsvis privatpraktiserende allmennleger, allmennleger med fast lønn og fastleger i de fire kommunene som deltok i Fastlegeforsøket. Allmennleger med kombinerte avtaler ble ikke inkludert i undersøkelsen. Legeforeningens forskningsinstitutt har stått for trekking av utvalg, administrering og gjennomføring av selve undersøkelsen, der 2 491 tilfeldige allmennleger ble bedt om å delta.

Variabler

I tillegg til opplysninger om bakgrunnskjennetegn ved legen innhentet vi blant annet informasjon om hvilke faktorer som var viktige for legenes valg av stilling. Ni forskjellige spørsmål dekket områder som inntektsmessige hensyn, familiehensyn, fritidsinteresser og sosialt nettverk og faglige interesser, inkludert muligheter for forebyggende og samfunnsmedisinsk arbeid. Hvert spørsmål skulle besvares på en skala fra 1 (ikke viktig) til 5 (svært viktig). På bakgrunn av disse svarene ble det konstruert to indeksvariabler som fanger opp legenes preferanser for fritid og samfunnsmedisinsk arbeid relativt til inntekt. Variablene varierer mellom − 1 (kun vektlegging av inntekt) og +1 (kun vektlegging av henholdsvis familie og fritid og samfunnsmedisinsk arbeid). Datamaterialet gir også opplysninger om hvorvidt legen planlegger å flytte fra kommunen de neste 2 – 3 årene. I analysen av utflytting bruker vi antall legevakter per måned og legenes faktiske erfaring med arbeidsmengden i nåværende stilling for å predikere sannsynligheten for utflytting. Legene ble bedt om å angi om de hadde for mye, passe eller for lite å gjøre i praksis.

Dataene fra spørreundersøkelsen er supplert med aggregerte kommunedata om legedekning, sentralitet, landsdel, kommunale inntekter og politisk sammensetning av kommunestyret, stilt til disposisjon av Norsk samfunnsvitenskapelig datatjeneste (NSD). Sentralitetsindeksen bygger på Statistisk sentralbyrås kommuneklassifisering, der kommunene deles i fire ulike sentralitetsnivåer basert på folketall og avstand til tettsteder på ulike nivåer (5). Vi benytter betegnelsene usentral, mindre sentral, sentral og særlig sentral. Beskrivende statistikk er for øvrig gitt i tabell 1.

Teoretisk begrunnelse for valg av variabler

Vi analyserer betydningen av fem faktorer.

For det første kan legens alder og kjønn ha betydning. Stykkpriskontrakt er mest attraktivt for allmennleger med høy tidsproduktivitet, mens fastlønnskontrakt faller bedre ut for leger med lav produktivitet (6). Det er grunn til å anta at allmennlegenes produktivitet øker med alder og med økende erfaring i praksisen, i alle fall i de første årene av en leges yrkeskarriere. Følgelig vil vi forvente at tendensen til at en allmennlege arbeider under en driftsavtale øker med legens alder og ansiennitet.

Fastlønnsstillinger kan også være rekrutteringsstillinger der legen ønsker å prøve seg i allmennpraksis før eventuell etablering av egen privat praksis. Hvis kvinner i større grad enn menn prioriterer hensynet til familie og fritid og fastlønnskontrakt best ivaretar dette hensynet, vil det være større sannsynlighet for at menn har driftsavtalekontrakter. Spesialister i allmennmedisin vil stille sterkt i konkurransen om driftsavtalekontrakter og forventes stort sett å arbeide i privat praksis. Unge arbeidstakere er vanligvis mer mobile enn eldre arbeidstakere, og menn har normalt en høyere flyttetilbøyelighet enn kvinner. Hvis kort ansiennitet øker sjansen for utflytting, vil antall år i stillingen ha en negativ effekt på sjansen for utflytting. Aasland & Schweder har også funnet at sjansen for flytting er lavere for kvinner enn for menn og at sjansen for flytting reduseres med legens alder (7).

For det andre vil legenes preferanser være av betydning. Valg av kontrakt baseres på den forventede arbeidsmengde og de forventede arbeidsoppgaver som tillegges de ulike kontraktstyper. Vi antar at leger som prioriterer familie, fritid og samfunnsmedisinske arbeidsoppgaver vil foretrekke fastlønnskontrakter. Disse kontraktene innebærer regulert arbeidstid og gir mulighet til å arbeide med samfunnsmedisinske problemstillinger uten tap av inntekter fra pasientbehandling. Opplysninger om hvordan legene prioriterer inntekt versus fritid og samfunnsmedisinske oppgaver brukes som forklaringsvariabler i analysen av kontraktsvalg. Først etter at legen har vært i stillingen en stund, har han tilstrekkelig oversikt over sin faktiske arbeidsmengde og dermed også sin fritid. I analysen av flytteplaner bruker vi derfor informasjon om legens opplevelse av arbeidsbelastningen i sin nåværende stilling og antall legevakter per måned som forklaringsvariabler.

For det tredje kan sentralitet og landsdel være av betydning. På den ene side vil legens forhandlingsposisjon være sterkest i de minst attraktive kommunene. På den annen side vil det være en høyere økonomisk risiko ved en driftsavtalekontrakt enn ved en fastlønnsstilling. Trolig oppfattes den økonomiske risikoen ved privat praksis å være størst i perifere kommuner. Dette trekker i retning av at andelen fastlønnskontrakter blir høyere i perifere enn i sentrale kommuner. De perifere kommunene er minst attraktive. Her er det vanskelig for ektefelle/samboer å få jobb. Det er samtidig færre muligheter til å arbeide i større faglige fellesskap. Dette er forhold som allmennlegene vektlegger sterkt når de velger stilling (4). Vi forventer derfor at sannsynligheten for utflytting avtar med økende sentralitetsgrad.

For det fjerde vil legedekningen være viktig for kontraktsvalg. En lege vil foreta en avveining mellom inntekt og risiko. For privatpraktiserende leger betyr høy legedekning at inntektsrisikoen er høy, mens inntektsrisikoen vil være lav med lav legedekning. Man vil derfor forvente at allmennleger ønsker fastlønnskontrakter i kommuner med høy legedekning, mens de vil etterspørre driftsavtaler i kommuner med lav dekning. Dette har ikke sammenheng med kommunestørrelsen i seg selv, men med markedsgrunnlaget i kommunen. Tilsvarende vil man forvente at sannsynligheten for utflytting øker med legetettheten for de privatpraktiserende legene. Økt legetetthet betyr færre pasienter per lege og derfor lavere praksisinntekter. Høyere inntekter kan oppnås ved reetablering i en kommune med lavere legetetthet.

For det femte bestemmes ikke kontraktsvalget utelukkende av allmennlegen. I prinsippet skal statlige overføringer kompensere kommuner som velger fastlønnskontrakter slik at disse ikke blir mer kostbare for kommunen enn driftsavtalekontrakter. Dersom driftsavtalekontrakter likevel er noe gunstigere enn fastlønnsstillinger, vil man forvente at høyinntektskommuner (målt ved totale frie inntekter per innbygger) i større grad tilbyr fastlønnskontrakter. Dessuten kan ideologiske forhold være av betydning for kontraktsvalget. Man vil forvente at kommuner med et sosialistisk flertall i kommunestyret i større grad prioriterer fastlønnskontrakter. Partisammensetningen i kommunestyret og kommunens per capita-inntekter kan tenkes å påvirke sannsynligheten for utflytting. Men dette skjer trolig først og fremst via kontraktstilbudet kommunen gir legen. For eksempel er det lite trolig at kommunens politiske ideologi har en direkte effekt på legens flyttebeslutning, men den kan ha en indirekte effekt via kontraktsalternativene legen blir tilbudt. Betydningen av kommunens politiske ideologi og per capita-inntekter fanges derfor opp ved å inkludere kontraktstype som forklaringsvariabel i utflyttingsanalysen.

Analyser

Analysene omfatter driftsavtaleleger og allmennleger med fastlønn. Fastleger og allmennleger som har etablert privat praksis uten kommunal avtale er holdt utenfor, både fordi det finnes få slike praksiser og fordi det forenkler vår analyse. I 1998 var 63 % av allmennlegene driftsavtaleleger, 22 % var fastlønnsleger (8).

Dataene ble analysert ved logistisk regresjonsanalyse. Koeffisientene i logistisk regresjonsanalyse måler hvor mye logiten øker med når en uavhengig variabel øker med en enhet, andre variabler holdt konstant. Antilog til denne koeffisienten er definert som oddskoeffisienten. Denne tolkes som den relative økningen i oddsratio. Oddsratio er sannsynligheten for utflytting relativt til ikke-utflytting. Eksempelvis finner vi i tabell 2 en oddskoeffisient på ca. 2 for aldersgruppen 35 – 50 år. Dette betyr at utflytting forekommer dobbelt så hyppig (målt ved oddsratio) i aldersgruppen 35 – 50 år som i gruppen under 35 år, kontrollert for de andre variablene i analysen. I tabell 3 finner vi en oddskoeffisient på 1,2 for antall legevakter per måned. Dette betyr at utflytting forekommer 1,2 ganger så hyppig (også målt ved oddsratio) hos leger med en vakt per måned enn hos leger som ikke har vakt. Dersom oddskoeffisienten hadde vært lik 1,0, ville utflytting forekommet like hyppig uansett hvor mange vakter legen hadde per måned. I tillegg til å presentere et punktestimat for oddskoeffisienten angir tabellene også et 95 % konfidensintervall. Med 95 % sannsynlighet vil den sanne oddskoeffisienten ligge mellom maksimums- og minimumsverdiene for intervallet.

En begrensning i analysen av kontraktsvalg er at kontrakten i mange tilfeller ble inngått for mange år siden. For eksempel har fastlønnslegene og driftsavtalelegene et gjennomsnitt på henholdsvis 5,5 og 12 år i nåværende praksis (tab 1). Det er tvilsomt om leger med en kontrakt som ble inngått for så lenge siden hadde noe reelt valg av kontraktstype. De er først de siste årene, i en presset situasjon skapt av store inntektsforskjeller mellom fastlønnsleger og driftsavtaleleger, at valgmuligheten til en viss grad er til stede. En undersøkelse blant helse- og sosialsjefer i norske kommuner i 1998 viser at kontraktsvalget hovedsakelig er styrt av legene, og at kommunene tilpasser seg ved å tilby de kontraktene legene ønsker (9). I forhold til vårt datamateriale er det likevel grunn til å tro at de fleste legene ikke hadde et reelt valg siden kontraktene ble inngått langt tilbake i tid.

Tabell 1   Beskrivende statistikk

Kontraktstype

Fastlønnsleger

Leger med driftsavtale

Variabler

Andel mannlige leger

63 %

77 %

Andel leger i alderen 35 – 50 år

52 %

60 %

Andel leger 50 år og eldre

19 %

33 %

Andel spesialister i allmennmedisin

35 %

69 %

Antall år i nåværende praksis (gjennomsnitt)

5,5

12,0

Prioritering av familie/fritid ( − 1 = inntekt, 1 = familie/fritid) (gjennomsnitt)

0,34

− 0,08

Prioritering av samfunsmedisinske oppgaver ( − 1 = inntekt, 1 = samfunnsmedisinske oppgaver) (gjennomsnitt)

0,25

− 0,17

Andel leger som mener å ha for mye å gjøre

15 %

33 %

Andel leger som mener å ha for lite å gjøre

 5 %

 3 %

Andel leger som arbeider i usentrale kommuner

32 %

 9 %

Andel leger som arbeider i mindre sentrale kommuner

 9 %

 7 %

Andel leger som arbeider i sentrale kommuner

20 %

29 %

Andel leger som arbeider i særlig sentrale kommune

39 %

54 %

Andel leger som arbeider i Nord-Norge

18 %

 5 %

Andel leger som arbeider i kommuner med sosialistisk flertall i kommunestyret

16 %

15 %

Legeårsverk per 10 000 innbyggere i praksiskommunen (gjennomsnitt)

8,4

7,8

Kommunal inntekt per innbygger i praksiskommunen (kr) (gjennomsnitt)

42 087

35 942

Antall legevakter per måned (gjennomsnitt)

4,5

2,4

I analysene tar vi hensyn til dette på to måter: For det første har vi gjort en separat analyse bare for de legene som har etablert seg de to siste årene. Det er grunn til å tro at mange av disse legene har hatt innflytelse på kontraktsvalget (9). For det andre har vi analysert hele utvalget, men vektet med ansiennitet. Dette betyr at nyetablerte leger har størst vekt i estimeringen. Oddskoeffisienten vil være lite påvirket av leger som inngikk kontrakt langt tilbake i tid. Begge analysemetodene gav tilnærmet identiske resultater. I tabell 2 presenteres resultater for de vektede regresjonene. I lys av vår oppfatning av legemarkedet må resultatene i tabell 2 derfor tolkes å gjelde for leger som relativt nylig har inngått kontrakter.

Resultater

I alt 1 639 innkomne skjemaer var aktuelle for videre analyse. Dette gir en svarprosent på 66. Svarandelen er høyere blant privatpraktiserende leger og fastleger (70 %) enn blant fastlønnsleger (57 %). Datamaterialet omfatter leger fra til sammen 285 kommuner, fordelt på alle landets fylker. Deltakelsen er noe lavere i Nord-Norge enn i de øvrige landsdeler og noe lavere blant legene i usentrale kommuner enn blant legene i sentrale kommuner. 259 leger hadde ikke oppgitt praksiskommune. For disse legene var det ikke mulig å koble på opplysninger om kommunekarakteristika. Resultatene i tabell 2 og tabell 3 er derfor basert på analyse av 1 370 leger. På de andre variablene var det bare ubetydelig bortfall. Antall svar på enkeltvariabler fås ved å summere nevnerne for hver av de kategoriske variablene i tabell 2 og tabell 3.

Kontraktsvalg

Analysen av kontraktsvalg (tab 2) viser at det skjer en seleksjon av leger til kontrakter. Vi identifiserer tre typer seleksjon.

Tabell 2   Legens valg av kontraktstype: oddskoeffisient for driftsavtale i forhold til fastlønn. Logistisk regresjonsanalyse. N = 1 370

Med preferansevariabler

Uten preferansevariabler

Forklaringsvariabel

Antall med avtale/totalt

Odds-koeffisient

95 % konfidensintervall

Odds-koeffisient

95 % konfidensintervall

Legens alder

< 35 år

   69/186  

Referanse

Referanse

35 – 50 år

  674/968  

2,1

 (1,4 – 3,1) 

2,0

 (1,4 – 2,8) 

> 50 år

  375/485  

1,4

 (0,9 – 2,2) 

1,3

 (0,9 – 1,9) 

Antall år i nåværende praksis

1,1

(1,05 – 1,15)

1,1

(1,05 – 1,15)

Legens kjønn

Kvinne

  253/435  

Referanse

Referanse

Mann

  867/1 203

1,0

 (0,8 – 1,2) 

1,6

 (1,4 – 1,8) 

Spesialist i allmennmedisin

Nei

  347/650  

Referanse

Referanse

Ja

  774/988  

1,8

 (1,5 – 2,1) 

1,9

 (1,6 – 2,2) 

Prioritering av familie/fritid ( − 1 = inntekt, 1 = familie/fritid)

0,3

 (0,2 – 0,4) 

Prioritering av samfunnsmedisinske oppgaver ( − 1 = inntekt, 1 = samfunnsmedisinske oppgaver)

0,1

(0,05 – 0,1) 

Legeårsverk per 10 000 innbyggere i praksiskommunen

1,0

 (0,9 – 1,1) 

0,9

 (0,9 – 1,0) 

Praksiskommunens sentralitet

Usentral

   89/171  

Referanse

Referanse

Mindre sentral

   69/93   

2,2

 (1,6 – 2,9) 

2,8

 (2,2 – 3,6) 

Sentral

  270/366  

5,1

 (4,1 – 6,4) 

3,4

 (2,8 – 4,1) 

Særlig sentral

  509/740  

5,3

 (4,2 – 6,7) 

5,6

 (4,6 – 6,8) 

Landsdel

Resten av landet

1 066/1 503

Referanse

Referanse

Nord-Norge

   51/126  

0,2

 (0,1 – 0,2) 

0,2

 (0,2 – 0,3) 

Kommunal inntekt per innbygger i praksiskommunen (i 1 000 kroner)

1,0

 (0,9 – 1,0) 

1,0

 (0,9 – 1,0) 

Politisk sammensetning i kommunestyret i praksiskommunen

Ikke-sosialistisk flertall

  799/1 173

Referanse

Referanse

Sosialistisk flertall

  138/197  

1,1

 (0,9 – 1,4) 

1,1

 (0,9 – 1,3) 

For det første finner vi en ansiennitetsmessig seleksjon. Driftsavtalekontrakter foretrekkes av leger over 35 år og av leger med lang ansiennitet i praksisen.

For det andre er det en seleksjon av preferanser. Leger som prioriterer fritid og samfunnsmedisinske oppgaver, foretrekker fastlønnskontrakter. I tabell 2, kolonne 3 og 4, har kjønn ingen statistisk signifikant effekt på sannsynligheten for å ha en driftsavtale (oddskoeffisient 1,0). Dette henger sammen med at kjønn er assosiert med preferanseindeksene. Kvinnelige leger har større preferanser for fritid og samfunnsmedisinske oppgaver enn sine mannlige kolleger. Kvinnelige allmennleger foretrekker derfor fastlønnskontrakter. Dette vises i kolonne 5 og 6, hvor preferanseindeksene er utelatt i modellen. Kjønn har nå en statistisk signifikant effekt på kontraktsvalget. Oddskoeffisient på 1,6 viser at kvinnelige leger i større grad enn mannlige leger foretrekker fastlønnskontrakter.

For det tredje finner vi en geografisk seleksjon. Fastlønnskontrakter foretrekkes i de mest usentrale kommunene. Dette illustreres av at sannsynligheten for driftsavtale i forhold til fastlønn er fem ganger så stor i særlig sentrale og sentrale kommuner som i usentrale (oddskoeffisient 5,3 og 5,1. Usentral kommune er referansekategori).

Utflytting

Resultatene i tabell 3 (kolonne 3 og 4) viser at menn har høyere sannsynlighet for utflytting enn kvinner, og at legenes mobilitet avtar raskt med økende alder. Disse funnene er som forventet, og i tråd med en annen norsk studie av legemobilitet (7). Effekten av kontraktstype er negativ, det vil si at driftsavtale gir mindre sannsynlighet for utflytting enn fastlønnskontrakt. Leger som oppgir å ha for mye å gjøre i praksis, har økt sannsynlighet for utflytting, mens de som mener de har for lite å gjøre, er mer stabile. Sannsynligheten for å flytte øker med en økning i antall legevakter per måned (oddskoeffisient 1,2).

Diskusjon

Når driftsavtale foretrekkes av de mer erfarne legene, skyldes dette sannsynligvis at produktiviteten øker med arbeidserfaring slik at driftsavtalekontraktene blir mer lønnsomme. Effekten av preferanseindeksene er som forventet. Det at fastlønnskontrakter foretrekkes i usentrale kommuner, skyldes trolig at et for lavt pasientgrunnlag gjør driftsavtalekontrakt ulønnsomt.

Når driftsavtalekontrakt øker stabiliteten, kan dette bl.a. skyldes at det koster mye å reetablere praksis. Dessuten kan legen av familiære grunner være sterkt bundet til det stedet hvor praksisen først ble etablert.

Arbeidsbelastningen fanges opp ved to variabler: Hvorvidt legen opplever å ha for mye å gjøre og antall legevakter per måned. Variabelen ”for mye å gjøre” favner vidt, og omfatter pasienttilstrømning i ordinær arbeidstid, pålagte tilsynsoppgaver (for eksempel skolehelsetjeneste, eldreinstitusjoner) og legevaktbelastning. I tabell 3, kolonne 3 og 4, er begge variablene inkludert i analysen. Ved å inkludere antall legevakter per måned som egen variabel, vil variabelen ”for mye å gjøre” først og fremst fange opp effekten av pasienttilstrømningen i ordinær arbeidstid og pålagte tilsynsoppgaver.

Et interessant funn er at leger som oppgir å ha for mye å gjøre, har økt sannsynlighet for utflytting. Tilsvarende øker sannsynligheten for utflytting når antall legevakter per måned øker. Med andre ord, både høy pasienttilstrømning og høy legevaktbelastning påvirker mobiliteten.

Et relevant spørsmål er om disse effektene avhenger av kontraktstype. Det er to grunner til at så kan være tilfellet.

For det første får driftsavtalelegene gjennom stykkprisavlønningen økte inntekter ved å behandle flere pasienter når pasientpågangen er stor. Fastlønnslegene har regulert arbeidstid og har vanligvis ikke ekstra kompensasjon ved høy pasienttilgang. I denne situasjonen kan fastlønnslegene ønske å reforhandle sin kontrakt. Alternativt kan de ønske å flytte til en kommune hvor pasienttilgangen er mindre, og der fortsette å ha en fastlønnskontrakt. Vi vet fra analysene i tabell 2 at fastlønnslegene prioriterer fritid fremfor inntekt. Det er derfor rimelig å tro at de velger å flytte til en kommune med mindre pasienttilgang hvis pasientbelastningen blir for stor. Dette støttes også av en tilleggsanalyse vist i tabell 3, kolonne 5 og 6. Her har vi inkludert et samspillsledd mellom kontraktstype og hvorvidt legen oppgir å ha for mye å gjøre. Det er kontrollert for legevaktbelastningen. Samspillsleddet er statistisk signifikant på konvensjonelt nivå, noe som støtter vår antakelse om at fastlønnslegen velger å flytte når pasientpågangen blir for stor.

For det andre kan fastlønnslegen ønske å flytte på grunn av høy legevaktbelastning. Norske allmennleger er forpliktet til å delta i den lokale ((inter)kommunale) legevaktordningen, med mindre høy alder, alvorlig sykdom eller andre tungtveiende grunner fritar dem. Fastlønnnslegene er først og fremst lokalisert i små utkantkommuner. Her er det få leger å dele vaktbelastningen mellom. Det vil derfor lett bli mange kvelds-, natt- og helgevakter. Det er derfor ikke unaturlig at fastlønnslegene ønsker å flytte når legevaktbelastningen blir for stor. Dette støttes også av en tilleggsanalyse i tabell 3, kolonne 7 og 8. Vi har der inkludert et samspillsledd mellom kontraktstype og antall legevakter per måned. Samspillsleddet er statistisk signifikant på konvensjonelt nivå, noe som støtter vår antakelse. Resultatet er viktig, da det understreker betydningen av å redusere legevaktbelastningen for å sikre stabilitet i utkantlegetjenesten og motvirke tendensen til sentralisering av allmennlegene.

Effekten av å ha for lite å gjøre er negativ, men ikke statistisk utsagnskraftig. Vi kunne forvente at spesielt driftsavtalelegene ønsket å flytte dersom de hadde for lite å gjøre. Dette støttes ikke av våre analyser. Samspillsleddet mellom kontraktstype og for lite å gjøre er ikke statistisk signifikant (tab 3, kolonne 5 og 6). Driftsavtalelegene ser ikke ut til å flytte til områder med større pasienttilgang selv om de opplever å ha for få pasienter i praksisen. Igjen kan dette skyldes at kostnadene (økonomiske og familiære) ved å flytte er høye relativt til gevinsten i form av høyere inntjening. Resultatet gir argumenter for styring av legemarkedet. Ifølge markedsteorien vil vi forvente at stykkprisfinansierte leger reetablerer seg når de får for lite å gjøre. Dette ser ikke ut til å skje. Uten sterke finansielle eller styringsmessige virkemidler kan det derfor være vanskelig å få lokalisert legene til kommuner med høy etterspørsel.

Tabell 3   Oddskoeffisient for utflytting. Logistisk regresjonsanalyse. Analysen omfatter fastlønnsleger og driftsavtaleleger. N = 1 370

Uten samspillsledd

Med samspillsledd

Med samspillsledd

Forklaringsvariabel

Antall med flytteplaner/totalt

Oddskoeffisient

95 % konfidensintervall

Oddskoeffisient

95 % konfidensintervall

Oddskoeffisient

95 % konfide densintervall

Legens alder

< 35 år

   42/170  

Referanse

Referanse

Referanse

35 – 50 år

   90/968  

0,4

(0,2 – 0,8)

0,4

(0,2 – 0,8)

0,4

(0,2 – 0,8) 

> 50 år

   21/485  

0,2

(0,1 – 0,6)

0,2

(0,1 – 0,6)

0,2

(0,1 – 0,6) 

Antall år i nåværende praksis

0,9

(0,9 – 1,1)

0,9

(0,9 – 1,1)

0,9

(0,9 – 1,01)

Legens kjønn

Kvinne

   40/425  

Referanse

Referanse

Referanse

Mann

  113/1 203

1,9

(1,2 – 3,4)

1,6

(0,9 – 2,7)

1,7

(0,9 – 2,6) 

Spesialist i allmennmedisin

Nei

   94/640  

Referanse

Referanse

Referanse

Ja

   59/988  

0,7

(0,4 – 1,3)

0,7

(0,4 – 1,3)

0,7

(0,5 – 1,4) 

Arbeidsbelastning

Passe

  108/1 086

Referanse

Referanse

Referanse

For mye å gjøre

   39/463  

1,6

(1,0 – 2,7)

3,3

(1,3 – 8,4)

1,6

(1,0 – 2,7) 

For lite å gjøre

    6/80   

0,7

(0,2 – 2,6)

0,9

(0,2 – 5,5)

0,7

(0,2 – 2,8) 

Legeårsverk per 10 000 innbyggere i praksiskommunen

1,1

(0,9 – 1,3)

1,1

(0,9 – 1,3)

1,1

(0,9 – 1,3) 

Praksiskommunens sentralitet

Usentral

   32/171  

Referanse

Referanse

Referanse

Mindre sentral

   16/93   

1,8

(0,7 – 4,1)

1,7

(1,4 – 5,5)

1,9

(0,8 – 4,7) 

Sentral

   21/366  

0,9

(0,4 – 1,8)

0,9

(1,9 – 5,3)

0,9

(0,4 – 2,0) 

Særlig sentral

   46/740  

0,9

(0,4 – 1,9)

0,9

(2,1 – 5,9)

1,0

(0,5 – 2,2) 

Landsdel

Resten av landet

  128/1 503

Referanse

Referanse

Referanse

Nord-Norge

   25/126  

1,6

(0,8 – 3,2)

1,6

(0,1 – 0,5)

1,6

(0,4 – 2,2) 

Kontraktstype

Fastlønnslege

   88/508  

Referanse

Referanse

Referanse

Driftsavtalelege

   65/1 121

0,3

(0,2 – 0,5)

0,4

(0,3 – 0,8)

0,3

(0,2 – 0,6) 

Antall legevakter per måned

1,2

(1,1 – 1,3)

1,2

(0,9 – 1,1)

1,3

(1,1 – 1,4) 

Samspill: Kontraktstype *

for mye å gjøre

0,3

Samspill: Kontraktstype *

for lite å gjøre

0,5

Samspill: Kontraktstype * antall

legevakter per måned

0,8

(0,7 – 0,9) 

Kommunens sentralitet påvirker ikke sannsynligheten for utflytting (tab 3). Dette funnet krever to kommentarer. For det første er legevaktbelastningen sterkt korrelert med sentralitetsvariablene. Som diskutert foran er antall legevakter per lege høyest i de mest usentrale kommunene. Selv om sentralitet ikke har noen direkte effekt på utflytting, er det likevel grunn til å tro at det foreligger en indirekte effekt: Sentralitet påvirker sannsynligheten for utflytting, men gjennom legevaktbelastningen. For det andre er det vanlig å anta at sentralitet påvirker hvor attraktivt det er å bo i en kommune. For eksempel kan de usentrale kommunene oppfattes som lite attraktive å bo i, uavhengig av vaktbelastning (10). I usentrale kommuner er det ofte vanskelig for ektefelle å få jobb, samtidig som mulighetene for større faglige fellesskap og faglig videreutvikling er mindre enn i sentrale strøk. Som vi tidligere har vist er dette forhold som allmennlegene anser som svært viktige ved valg av stilling (4). Sentralitet, i betydningen attraktivitet, er derfor viktig med hensyn til rekruttering av leger.

Relevans for fastlegereformen

Fra sommeren 2001 skal fastlegeordningen innføres, og alle allmennleger vil i prinsippet få stykkprisfinansiering. 70 % av inntekten er ment å komme fra stykkprisrefusjoner fra folketrygden og egenandeler fra pasientene, 30 % av inntekten vil komme fra et per capita-tilskudd basert på legens liste. Våre funn har relevans for den foreslåtte fastlegereformen: Høy vaktbelastning medfører lett at allmennleger flytter ut av kommunen, noe som vanskeliggjør situasjonen ytterligere for de gjenværende legene. Selv om incentivene i fastlegeordningen vil bidra til et høyere arbeidstilbud i allmennlegetjenesten, vil det være knapphet på primærleger. Dette berettiger sentral regulering av kontraktshjemler og bruk av økonomiske virkemidler for å sikre rimelig tilgang til allmennleger over hele landet. Det blir spesielt viktig å finne virkemidler som kan redusere utkantlegenes vaktbelastning. Slike virkemidler vil være viktige forutsetninger for en vellykket fastlegeordning.

1

Hotelling H. Stability in competition. Econ J 1929; 39: 41 – 57.

2

Phelps CE. Health economics. 2. utg. New York: Addison-Wesley, 1997.

3

Bolduc D, Fortin B, Fournier M-A. The effect of incentive policies on the practice location of doctors: a multinomial probit analysis. J Labor Econ 1996; 14: 703 – 32.

4

Grytten J, Skau I, Sørensen R, Aasland OG. Kontraktsvalg, tjenesteproduksjon og stabilitet i allmennlegetjenesten. Forskningsrapport nr. 10/1999. Sandvika: Handelshøyskolen BI, 1999.

5

Sandard for kommuneklassifisering. NOS C 192. Oslo: Statistisk sentralbyrå, 1994.

6

Lazear EP. Personnel economics: past lessons and future directions. Working Paper 6957. Cambridge: National Bureau of Economic Research, 1999.

7

Aasland OG, Schweder T. Norwegian doctors on the move. Geographical mobility in relation to career and family. Working Paper. Oslo: Legeforeningens forskningsinstitutt, 1997.

8

GRUK. Årsstatistikk for kommunehelsetjenesten: www.gruk.no/stat/riket/98/tab02a2. txt (13.1.2000).

9

Lerang I. Helse- og sosialsjefene: vurdering av legetjenesten, kontraktsforhold og fastlegeordningen. Discussion Paper nr 4/1999. Sandvika: Handelshøyskolen BI, 1999.

10

Sørensen RJ, Grytten J. Contract design for primary care physicians: physician location and practice behaviour in small communities. Health Care Manage Sci 2000; 3: 151 – 7.

Kommentarer

(0)
Denne artikkelen ble publisert for mer enn 12 måneder siden, og vi har derfor stengt for nye kommentarer.

Anbefalte artikler