TIDSSKRIFT FOR SAMFUNNSFORSKNING ÅRGANG 44

Transkript

1 TfS TIDSSKRIFT FOR SAMFUNNSFORSKNING ÅRGANG 44 Denne digitale versjonen av TfS er publisert på Institutt for samfunnsforsknings nettsider, og kan kun leses på skjerm. Artiklene kan kjøpes for nedlasting og print på Abonnement på tidsskriftet kan bestilles på Tidsskriftet er omfattet av åndsverklovens bestemmelser. Uten særskilt avtale med ISF eller forlaget, er enhver eksemplarfremstilling og tilgjengeliggjøring utover dette bare tillatt i den utstrekning det er hjemlet i lov. Utnyttelse i strid med lov eller avtale kan medføre erstatningsansvar, og kan straffes med bøter eller fengsel.

2 TfS tidsskrift for samfunnsforskning nr 2, 2003 Innhold Artikler rune j. sørensen, jostein grytten og irene skau Kontraktsvalg og tjenesteproduksjon i allmennlegetjenesten 147 torkel bjørnskau og randi hjorthol Gentrifisering på norsk urban livsstil eller praktisk organisering av hverdaglivet? 169 kjersti melberg Alternative strategier i norsk landbruk ny verdiskaping som livsstil på gård? 203 Minneord lawrence e. rose Gabriel A. Almond in memoriam 235 ragnvald kalleberg Robert K. Merton in memoriam Et tilbakeblikk på forfatterskapet 239 Foredrag/aktuell debatt rolf hobson og tom kristiansen Det «lille hamskiftet» i norsk militærhistorie Den indre sikkerhetsberedskapen i mellomkrigstiden og alle de andre temaene i norsk forsvarshistorie 249 nils ivar agøy Skjellsord og stråmenn, men ingen svar Sluttkommentar til Rolf Hobson og Tom Kristiansen 275 Bok-kronikker tordis borchgrevink Foraktens logikk Dr. Weininger og hans angst for likhet 283 trond nordby Om makten bak steinløvene en reise gjennom Stortingets kontroll tore schweder Statistikkens historie i Norge faktisk uten statistitikere 309 Bokanmeldelser 319 Sammendrag 321 Bøker innkommet til redaksjonen 323 Forfattere 325 Forfatterinstruks 327

3 tidsskrift for samfunnsforskning Utgitt av Institutt for samfunnsforskning med støtte fra Norges forskningsråd Redaksjonens adresse: Postboks 3233 Elisenberg, 0208 Oslo. E-post: Redaktør: Geir Høgsnes (ansv.), Trygve Gulbrandsen, Anne Krogstad & Hanne Marthe Narud Redaksjonssekretær: Ingebjørg Wesche Redaksjonsråd: Jon Ivar Elstad, nova Sigmund Grønmo, Universitetet i Bergen Marianne Gullestad, Institutt for samfunnsforskning Gro Hagemann, Universitetet i Oslo Roar Hagen, Universitetet i Tromsø Ola Listhaug, ntnu Hilde Lorentzen, nibr Trond Nordby, Universitetet i Oslo Erling Sandmo, Institutt for samfunnsforskning Halvard Vike, Høgskolen i Telemark Tidsskrift for samfunnsforskning utkommer fiire ganger årlig: vinter, vår, sommer og høst. Abonnements- og heftepriser 2003: Institusjoner: NOK 765,- Studenter: NOK 360,- Private: NOK 500,- Enkelthefter: NOK 190,- Artikler gjengitt i tidsskriftet vil bli lagret elektronisk i forlagets database og gjort tilgjengelige i tidsskriftets elektroniske arkiv og på annen måte i samsvar med tidsskriftets retningslinjer. Indeksert blant annet i: Commun. Abstr. Curr. Contents/Soc. Behav. Sci Citation Index, Soc. Plan./ Policy Dev. Abstr. (1969 ) Sociol., Abstr. (1969 ) Sociol. Educ. Abstr. Stud., Women Abstr. Henvendelser om abonnement, forsendelse og annonser rettes til: Universitetsforlaget AS, Postboks 508 Sentrum, N-0105 Oslo, Norge. Telefon Telefax e-post: abonnement@universitetsforlaget.no Opplysninger om tidsskrifter og bokutgivelser fra Universitetsforlaget er tilgjengelig via tidsskriftets egen hjemmeside: Universitetsforlaget etter avtale med Institutt for samfunnsforskning Grafiisk form: Terje Langeggen, Krasis design. Sats: Brødr. Fossum AS. Printed in Norway by PDC Tangen AS ISSN X

4 Kontraktsvalg og tjenesteproduksjon i allmennlegetjenesten rune j. sørensen rune.sorensen@bi.no jostein grytten josteing@odont.uio.no irene skau iskau@odont.uio.no Abstract: type of contract and service production for primary physician services in norway Until the 1st of June 2001 the primary physicians in Norway were organized in two main categories. The first group was local government employees with a fixed salary. The second group was private physicians who are largely remunerated by a fixed grant plus fee-for-item payments. According to labour market theory and agency theory, fee-foritem contracts are likely to produce a larger number of hours worked, higher time effectiveness and thus higher levels of service production than fixed salary contracts. Primary physician services are currently being reformed. The new organizational setup implies that all physicians are financed by a combination of per capita grants and fee-for-item remuneration (the so-called «regular doctor arrangement», fastlegeordning). The analysis of physicians contracts is of both theoretical and practical interest. We found that physicians with a fee-foritem contract have higher service production Keywords: than physicians with a fixed salary. Service production was measured as number of consultations and number of other patient contacts. Composition of patients, supervisory and preventive tasks were taken into account. The difference is due to both a larger number of hours worked and higher time effectiveness. About one-third of the difference is due to the following: physicians with a strong preference for leisure-time and with low productivity have a fixed salary contract, and jobs for physicians with a fixed salary are found in municipalities where the number of patients is low. In the article, we argue that this selection effect will be reduced because the choice of contract influences physicians preferences, such that the incentive effect will be dominant in the long term. Physicians with a fixed salary who change to a fee-for-item contract will increase their service production by %. The organisational reform will therefore lead to an increase in overall capacity in primary physician services of 5 8 %. contracts consultations primary care physicians 147 universitetsforlaget tidsskrift for samfunnsforskning vol 44, nr 2, s

5 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] Kapasitet og tilgjengelighet er gjentagende problem ved offentlig finansiert helsetjeneste. Sykehusene i Norge har betydelige ventelister for behandling (Helsedepartementet 2002; Norsk Pasientregister 2003). Situasjonen er lettere i primærlegetjenesten, men i flere distrikter kan det være ventetid for konsultasjon hos allmennlege. Hovedspørsmålet er hvordan økonomiske og organisatoriske virkemidler kan utformes for å øke kapasiteten i helsevesenet. Knapphet på helsepersonell gjør at økte offentlige bevilgninger lett kan føre til høyere kostnadsnivå snarere enn økt tjenesteproduksjon. Artikkelen analyserer betydningen av økonomiske incentiver for allmennlegenes tjenesteproduksjon. Spesielt analyseres følgende spørsmål: Har allmennleger ansatt på fast lønn lavere tjenesteproduksjon enn allmennleger med kontrakter basert på stykkprisfinansiering? Hvis en slik forskjell kan observeres, skyldes dette at leger på fastlønnskontrakter har tyngre pasienter og at de i større grad må bruke sin arbeidstid til tilsynsoppgaver og forebyggende helsevern? I hvilken grad skyldes en eventuell forskjell i tjenesteproduksjon at privatpraktiserende leger har høyere tidsproduktivitet, eller har forskjellen sammenheng med lengre arbeidsdager? Artikkelen drøfter også om forskjeller i tjenesteproduksjon utelukkende skyldes at kontraktene etablerer ulike incentiver, eller om noe av forskjellen kan forklares ved at legene har ulike preferanser. En seleksjonseffekt består i at leger med lav produktivitet, som prioriterer familie og fritid og samfunnsmedisinske aktiviteter, foretrekker fastlønnskontrakter og derfor har lav tjenesteproduksjon. I Norge er det innført en fastlegeordning som innebærer at nesten alle leger har kontrakter med stykkprisfinansiering. Vil dette gi en effektivitetsgevinst i allmennlegetjenesten? Analysene bygger på data om allmennleger med ulike typer kontrakter, informasjon om forhold som ligger bak kontraktsvalget og data om omfanget av tjenesteproduksjonen. Allmennlegetjenesten i Norge er et ideelt laboratorium for analyse av denne problemstillingen. Før fastlegeordningen ble innført kunne legene enten søke ansettelse i kommunen på fast lønn eller etablere seg med privat praksis og motta inntekter gjennom Artikkelen bygger i stor grad på Forskningsrapport 10/1999 fra Handelshøyskolen BI, forfattet av Jostein Grytten, Irene Skau, Rune J. Sørensen og Olaf Aasland. Takk til Olaf Aasland for viktige bidrag til artikkelen. Artikkelen inngår i et prosjekt om effektivitet i primærlegetjenesten, finansiert av Sosial- og helsedepartementet og et prosjekt finansiert av Norges forskningsråd om evaluering av fastlegeordningen. 148

6 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] et driftstilskudd og stykkprisinntekter (trygderefusjoner og pasientbetaling). Nesten alle privatpraktiserende allmennleger inngikk en kontrakt med kommunen for å starte praksis. 1 Kommunene har det operative ansvaret for allmennlegetjenesten. Før fastlegeordningen ble innført 1. juni 2001 stod den enkelte kommune fritt til å velge hvilken kontrakt de ville tilby allmennlegene. Det viktigste skillet gikk mellom leger som var ansatt i kommunen på fast lønn og privatpraktiserende allmennleger med kommunal driftsavtale. De privatpraktiserende allmennlegene med kommunal avtale hadde et driftstilskudd fra kommunen som blant annet varierte med antall hjelpepersonell i praksisen. I tillegg mottok driftsavtalelegene egenandeler fra pasientene og refusjoner fra folketrygden for de undersøkelser og behandlinger som ble gitt. Nivået på honorarene (egenandeler pluss refusjoner) ble, som idag, fastsatt ved årlige forhandlinger. Et fåtall av legene var privatpraktiserende uten avtale om kommunalt driftstilskudd. Privatpraktiserende leger uten kommunal avtale som var etablert før oktober 1992, mottok refusjoner fra folketrygden på samme vilkår som privatpraktiserende allmennleger med driftsavtale. Leger uten kommunal avtale var imidlertid ikke bundet av de avtalte honorarene og kunne kreve høyere egenandeler fra pasientene som kompensasjon for manglende driftstilskudd. Privatpraktiserende allmennleger som etablerte seg etter oktober 1992 mottok ikke refusjoner fra folketrygden. Alle deres inntekter kom fra pasientenes egenbetaling. Fordelingen av legeårsverk på de ulike kontraktstypene fremgår av tabell 1. Frem til fastlegereformen ble innført var hovedtyngden av primærlegene privatpraktiserende allmennleger med kommunal avtale. Andelen driftsavtaleleger har økt sterkt de senere årene på bekostning av fastlønnsleger. I 1994 ble 32 prosent av legeårsverkene i kommunehelsetjenesten utenfor institusjon og hjemmetjenester utført av fastlønnsleger, mens driftsavtalelegene stod for 56 prosent. I 2001 var andelene henholdsvis 17 prosent og 82 prosent (Statistisk sentralbyrå 2002). Fra 1993 var det en forsøksordning med fastlege i kommunene Tromsø, Trondheim, Åsnes og Lillehammer. Fastlegene i disse kommunene mottok ca. 50 prosent av sine inntekter fra per capita-tilskuddet. (For spesialister i allmennmedisin var per capita-tilskuddet prosent.) Den resterende delen kom fra stykkprisinntekter. Det er forbausende lite litteratur som analyserer effekter av kontrakt- 149

7 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] tabell 1. Utførte årsverk av leger med ulike avtaleformer i kommunehelsetjenesten utenfor institusjoner for eldre og hjemmetjenester År Avtaleform Antall Prosent Antall Prosent Antall Prosent Antall Prosent Antall Prosent Antall Prosent Antall Prosent Antall Prosent Leger med fast lønn Leger med driftsavtale a Turnuskandidater Leger uten driftsavtale I alt a Inkluderer fastlegeårsverk i de fire forsøkskommunene og privatpraktiserende fastleger i 2001 Kilde: Statistisk Sentralbyrå (2002)

8 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] svalg på tjenesteproduksjon. Prendergast (1999) gir en oversikt over generell empirisk forskning, og denne viser sterke effektivitetsfremmende effekter av incentivkontrakter. Tilsvarende viser også Lazear (1999) betydelige effekter av slike kontrakter på tjenesteproduksjonen. En viktig begrensning ved den empiriske forskningen er at den har fokusert på områder der resultatoppnåelsen er lett å observere. 2 På denne bakgrunn er det nærliggende å spørre om incentivkontrakter kan øke tjenesteproduksjonen i helsevesenet. Det er heller ikke mange norske studier fra allmennlegetjenesten hvor forskjellen i tjenesteproduksjon ut fra legenes kontraktstype har vært studert. Vi finner to studier. I en undersøkelse fra 1993 finner Johnsen og Holtedahl (1997) at leger på fastlønn hadde ca. 7 færre konsultasjoner per dag sammenlignet med privatpraktiserende allmennleger med kommunal avtale. Allmennleger med driftsavtale hadde 21,2 konsultasjoner per dag, mens allmennleger på fastlønn hadde 14,6 konsultasjoner. Studien omfattet et nasjonalt utvalg på 164 allmennleger. Bjørndal, Arntzen og Johansen (1994) finner at privatpraktiserende allmennleger med kommunal avtale hadde flere konsultasjoner per time sammenlignet med allmennleger på fast lønn. Privatpraktiserende allmennleger hadde 2,68 konsultasjoner per time, mens fastlønnsleger hadde 2,37. Deres studie ble utført i Oslo i 1991 blant et utvalg på 263 allmennleger. datagrunnlag Datamaterialet er hentet fra en omfattende spørreskjemaundersøkelse blant norske allmennleger som ble gjennomført i november/desember Formålet med undersøkelsen var å kartlegge arbeidsbelastning, praksisprofiler og holdninger blant allmennlegene for å få en bedre forståelse av deres prioriteringer i lys av pasientpågang, arbeidsforhold og økonomiske rammebetingelser. Allmennlegens tjenesteproduksjon er målt ved indikatorer som antall konsultasjoner og andre pasientkontakter og hvilken tid som i gjennomsnitt benyttes på hver enkelt konsultasjon og kontakt. Dessuten har mange allmennleger offentlig allmennmedisinske legeoppgaver (herunder sykehjem, helsestasjon og skolehelsetjeneste) og legevaktfunksjoner. Det ble sendt ut noe ulike spørreskjemaer til henholdsvis privatpraktiserende allmennleger, allmennleger med fast lønn og fastleger i de fire kommunene som deltok i fastlegeforsøket. Allmennleger med kombinerte 151

9 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] avtaler ble ikke inkludert i undersøkelsen. Trekking av utvalg, administrering og gjennomføring av selve undersøkelsen ble foretatt av Legeforeningens forskningsinstitutt. Til sammen 2491 allmennleger ble trukket ut til å delta i undersøkelsen. Utvalget ble tilfeldig trukket fra Legeforeningens legeregister og omfatter 72 prosent av alle landets allmennleger. I alt kom det inn 1639 utfylte skjema som var aktuelle for videre analyse. Dette gir en svarprosent på 66 prosent, noe vi vurderer som meget bra for denne type undersøkelse. Sett i forhold til det totale antallet allmennleger, utgjør legene i vårt materiale 47 prosent. kontraktsform og tjenestetilbud I tabell 2 presenteres beskrivende statistikk om legenes tjenestetilbud fordelt på kontraktstype. Produksjonen målt per år er beregnet ut fra produksjonstall på ukebasis og antall kurative arbeidsuker legen oppgir å ha i løpet av året. Fastlønnslegene har færrest antall konsultasjoner per år: De privatpraktiserende allmennlegene med og uten driftsavtale og fastlegene har hele flere konsultasjoner den innbyrdes forskjellen mellom disse gruppene er relativt liten. Driftsavtalelegene har også flest andre pasientkontakter (2799). Til sammenligning har fastlønnslegene 1457 andre pasientkontakter. Flere forhold kan imidlertid forklare at leger med stykkpriskontrakt har betydelig flere konsultasjoner (drøyt 50 prosent) og kontakter (drøyt 90 prosent) enn leger ansatt på fast lønn. Vi belyser følgende faktorer: 3 Pasientsammensetningen kan påvirke tjenesteproduksjonen, først og fremst via tidseffektiviteten, dvs. tiden per pasientkontakt. Det er ikke lett å få gode mål på medisinske behov fra en spørreundersøkelse til legene. Vi har brukt følgende indikatorer: andelen innbyggere i alderen 0 6 år i kommunen, hvorvidt minst 50 prosent av legens pasienter er over 60 år og hvorvidt mer enn 75 prosent av legens pasienter er kvinner. Med unntak av andel leger med mer enn 50 % pasienter over 60 år er det ikke vesentlige forskjeller mellom legetypene når det gjelder disse indikatorene (tabell 2). Pålagte oppgaver: Det er rimelig at kommunene pålegger fastlønnsleger offentlige legeoppgaver i større grad enn privatpraktiserende leger. Dette går på bekostning av deres muligheter til å drive ordinær kontorpraksis. 152

10 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] tabell 2. Beskrivende statistikk. Gjennomsnitt. Andeler i prosent Kontraktstype Variabler Fastlønnsleger Fastleger Leger med Leger uten driftsavtale driftsavtale Antall konsultasjoner per år Antall andre pasientkontakter per år Antall kurative timer per år Antall pasientkontakter per time Andel pasienter henvist til spesialist Andel pasienter henvist til poliklinikk/sykehus Andel mannlige leger Andel leger i alderen år Andel leger 50 år og eldre Andel spesialister i allmennmedisin Antall år i nåværende praksis Andel leger i gruppepraksis Andel leger med mer enn 60 minutter telefonkonsultasjoner per dag Andel innbyggere i alderen 0 6 år i kommunen Andel leger med mer enn 50 % av pasientene over 60 år Andel leger med mer enn 75 % kvinnelige pasienter Antall timer i offentlig legearbeid per uke Antall legevakter per måned Legeårsverk per innbyggere Andel leger som mener å ha for mye å gjøre Andel leger som mener å ha for lite å gjøre Tallene i tabell 2 viser at dette bare er delvis riktig: Fastlønnsleger bruker mindre enn 2 timer mer til offentlig legearbeid (6,6 timer) sammenlignet med driftsavtalelegene (5,0 timer). Fastlønnslegene har også flere legevakter per måned (4,5) enn leger med driftsavtale (2,4). Dette skulle imidlertid ikke påvirke antall kurative arbeidstimer da legevakt foregår utenom ordinær kontortid. Etterspørselsbegrensning: Høy legetetthet fører til færre pasienter per lege, noe som vil sette naturlige begrensninger på tiden som brukes til kontorpraksis. Tallene i tabell 2 viser at fastlønnslegene står overfor en noe høyere legetetthet (8,4 legeårsverk per innbyggere) enn driftsavtalelegene (7,8 legeårsverk per innbyggere). Kommuner som har 153

11 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] mer enn 8,8 legeårsverk per innbyggere inkluderer de 25 prosent av kommunene med høyest legetetthet. 20 prosent av fastlønnslegene i vårt utvalg arbeider i disse kommunene. Den tilsvarende prosentandelen for driftsavtalelegene er 14 prosent. Noe av fastlønnslegenes lavere tjenesteproduksjon kan derfor skyldes at de arbeider i kommuner hvor pasientgrunnlaget er lite. Dette er sannsynligvis også grunnen til at kommunen har ansatt fastlønnsleger, og ikke inngått kontrakt med privatpraktiserende allmennleger om kommunal driftsavtale. Legenes og praksisens egenskaper: Vi vet at kvinnelige leger har kortere arbeidstid enn mannlige leger (Lee & Mroz 1991; Mitchell 1984). Likeens viser noen studier at leger i alderen år har noe høyere arbeidstilbud enn yngre og eldre leger (Hurdle & Pope 1989). Kvinneandelen blant fastlønnslegene er høyere (37 %) enn for driftsavtalelegene (23 %) (tabell 2). Dette kan forklare noe av fastlønnslegenes lavere antall konsultasjoner. Legenes alderssammensetning går også i disfavør av fastlønnslegene: en høyere andel leger i privat praksis er i en alder hvor de forventes å arbeide mye. Både spesialistutdannelse og yrkeserfaring fra samme praksis varierer mellom legetypene. Det er høyest andel spesialister i allmennmedisin blant fastlegene (79 %) og driftsavtalelegene (69 %). Disse legegruppene har også lengre ansiennitet fra samme praksis. Både spesialistkompetanse og ansiennitet forventer vi har en positiv effekt på tjenesteproduksjonen, og kan derfor forklare noe av de observerte forskjellene mellom kontraktstypene. Det er flere fastlønnsleger som arbeider i gruppepraksiser sammenliknet med de privatpraktiserende allmennlegene (tabell 2). Det er imidlertid uklart hvilken effekt gruppepraksiser har på produksjonen. Det rene økonomiske argumentet tilsier at det er stordriftsfordeler med å drive i gruppe, og at dette gir en produktivitetsgevinst (Pope & Burge 1992). På den annen side er det samordningskostnader ved å drive stort. De siste års forskning på gruppepraksiser i USA viser at kostnadene ved å drive og organisere gruppepraksisene er store. Videre gir store enheter muligheter for å være gratispassasjer, noe som svekker produktiviteten for gruppepraksisen. I disse studiene har man derfor funnet ingen eller en negativ effekt av gruppepraksiser på tjenesteproduksjonen (Gaynor & Pauly 1990; Gaynor & Gertler 1995). 154

12 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] tabell 3. Effekter av kontraktstype på legenes tjenesteproduksjon. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. t-verdier i parentes Variabler Antall Antall andre Antall kurative Totalt antall pasient- Henvisning til Henvisning til konsultasjoner pasientkontakter timer per år kontakter per time spesialist poliklinikk/sykehus Konstant 8.16 ** 4.43 ** 6.90 ** 0.98 ** 2.69 ** 1.67 ** (25.63) (4.55) (21.53) (3.94) (3.08) (3.12) Fastlege 0.30 ** ** * (4.02) (0.43) (3.25) (0.37) (0.06) (2.44) Lege med driftsavtale 0.36 ** 0.59 ** 0.20 ** 0.20 ** (8.58) (4.64) (4.82) (6.22) (1.43) (1.58) Lege uten driftsavtale 0.33 ** 0.46 * 0.22 ** 0.12 * ** (4.77) (2.19) (3.20) (2.23) (0.38) (2.84) Legens kjønn (=1 hvis mann) 0.11 ** 0.28 * (2.61) (2.16) (0.90) (1.78) (0.74) (0.31) Legens alder 1 (=1 hvis år) * (0.58) (2.51) (1.24) (1.32) (0.58) (0.79) Legens alder 2 (=1 hvis >=50 år) * (1.03) (2.24) (0.48) (0.07) (0.61) (0.52) Spesialist i allmennmedisin (=1 hvis spesialist) 0.08 * ** (2.45) (1.17) (2.66) (1.89) (0.15) (1.91) Antall år i nåværende praksis 0.10 ** 0.17 ** 0.09 ** 0.03 ** * (6.46) (3.87) (6.28) (3.10) (2.10) (0.22) Praksistype (=1 hvis gruppepraksis) (0.90) (0.57) (0.55) (0.04) (0.99) (0.32) Lege med >60 min. telefonkonsultasjoner per dag 0.11 * 0.44 ** 0.12 * 0.12 * (2.14) (2.88) (2.42) (3.01) (0.40) (1.25) Andel innbyggere i alderen 0-6 år i kommunen (1.21) (1.44) (0.48) (0.84) (1.93) (0.70) Lege med >=50% pasienter over 60 år (1.46) (0.52) (0.71) (1.20) (0.29) (0.61) Lege med >=75% kvinnelige pasienter * (2.01) (0.75) (1.35) (0.67) (0.04) (0.88) Timer i offentlig legearbeid per uke (0.46) (0.23) (1.13) (0.11) (0.83) (0.05) Legevakter per måned ** (0.62) (2.96) (1.02) (0.81) (1.10) (0.15) Legeårsverk per innbyggere (1.49) (0.47) (0.01) (0.11) (0.98) (0.88) Sykehus i kommunen (1.19) (1.73) R * p<=0.05 ** p<=0.01 I tabell 3 presenteres resultatene fra regresjonsanalyser av kontraktstype kontrollert for kjennetegn ved legene, pasientene, offentlig legearbeid og markedets størrelse. 4 Forskjellene mellom kontraktstypene reduseres en del sammenlignet med den deskriptive statistikken i tabell 2. Driftsavtalelegene har nå

13 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] prosent (tabell 2: 57 prosent) flere konsultasjoner og 80 prosent flere andre pasientkontakter per år (tabell 2: 92 prosent) sammenlignet med fastlønnslegene. De privatpraktiserende allmennlegene uten avtale med kommunen har omtrent 36 prosent flere konsultasjoner per år enn fastlønnslegene (tabell 2: 38 prosent). Legene i fastlegeforsøket har 35 prosent flere konsultasjoner per år (tabell 2: 53 prosent). Resultatene viser at kontraktstype har betydelige effekter på tjenestetilbudet målt ved konsultasjoner og andre pasientkontrakter, selv etter at vi har kontrollert for observerbare kjennetegn ved legene og praksisene. For tiden er omtrent 30 prosent av alle leger i Norge kvinner, og kvinneandelen antas å vokse til om lag 50 prosent innen år 2020 (Den norske lægeforening 2002). Internasjonale studier tyder på at legetilbudet blir redusert som følge av at kvinnelige leger arbeider mindre enn sine mannlige kollegaer (Lee & Mroz 1991; Mitchell 1984). Resultatene i tabell 3 gir støtte til en slik tolkning. Mannlige leger har 12 prosent flere konsultasjoner og 32 prosent flere andre pasientkontakter enn sine kvinnelige kollegaer. Legenes ansiennitet i praksis har en positiv effekt på antall konsultasjoner og pasientkontakter (tabell 3). Elastisitetene for yrkeserfaring i samme praksis estimeres til 0,10 (antall konsultasjoner) og 0,17 (antall andre kontakter). Legens alder har en statistisk signifikant effekt på antall andre pasientkontakter, men ikke på antall konsultasjoner (tabell 3). Leger i alderen år har flere andre pasientkontakter enn leger under 35 år. Legens alder er sterkt positivt korrelert med yrkeserfaring (antall år i praksis), noe som forklarer at vi ikke får noen statistisk signifikant effekt av legens alder på antall konsultasjoner. Praksistype har en negativ, men ikke statistisk signifikant effekt på konvensjonelt nivå (p<0.05) på tjenesteproduksjonen. Dette er i samsvar med de siste års internasjonale forskning, som finner lite støtte for at det er stordriftsfordeler ved gruppepraksiser sammenlignet med solopraksiser (Gaynor & Pauly 1990; Gaynor & Gertler 1995). Antall konsultasjoner og kontakter påvirkes svakt av pasientsammensetningen. Antallet andre pasientkontakter faller med andelen 0 6-åringer i kommunen (tabell 3). Videre faller antallet konsultasjoner for leger som arbeider i en praksis hvor over 75 prosent av pasientene er kvinner og hvor mer enn 50 prosent av pasientene er over 60 år. Som forventet faller antall konsultasjoner når antall timer med offentlig legearbeid øker. 156

14 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] Effekten er imidlertid svært beskjeden. Antall legevakter per måned påvirker ikke tjenesteproduksjonen. Antall konsultasjoner faller med legedekningen. arbeidstilbud og tidseffektivitet Forskjellene i antall konsultasjoner og andre pasientkontakter mellom kontraktstypene kan dekomponeres ut fra forskjeller i arbeidstid og/eller forskjeller i tidseffektivitet (=antall pasientkontakter per time). Driftsavtalelegene arbeider 382 timer mer per år enn fastlønnslegene (tabell 2). Dette forklarer 62 prosent av den observerte forskjellen i det totale antall kontakter. Forskjeller i tidseffektivitet forklarer resten, 38 prosent. I tabell 3 presenteres regresjoner for arbeidstiden per år og for antall kontakter per time (konsultasjoner og andre pasientkontakter samlet). I forhold til de beskrivende tallene i tabell 2 blir effektene av kontrakter redusert. Forskjellen i kurativ arbeidstid mellom fastlønnsleger og driftsavtaleleger reduseres fra en prosentvis forskjell på 36 prosent (382 timer) til en forskjell på 22 prosent. Tilsvarende reduseres forskjellene i totalt antall pasientkontakter per time fra 29 prosent til 22 prosent. Halvparten av forskjellen i tjenesteproduksjon mellom driftsavtaleleger og fastlønnsleger forklares nå ved arbeidstilbud og halvparten ved tidsproduktivitet. For fastleger og privatpraktiserende leger uten avtale forklares mesteparten av forskjellen i forhold til fastlønnslegene ved et høyere arbeidstilbud. henvisning til legespesialist og sykehus/poliklinikk Fastlønnsleger har et svakere incitament til å foreta klinisk behandling av pasientene enn privatpraktiserende leger. Vi vil derfor forvente at fastlønnsleger vil henvise flere pasienter til spesialister og sykehus. Tabell 2 viser at fastlønnsleger og leger med driftsavtale har omtrent samme henvisningshyppighet til legespesialist; omtrent 5,5 prosent av pasientene blir i løpet av en uke henvist videre til spesialist. Vi ser også at fastlønnsleger henviser 6,5 prosent av pasientene til sykehus/poliklinikk mot 5,7 prosent for driftsavtaleleger, og en enda lavere andel for privatpraktiserende leger uten driftsavtale. Denne forskjellen kan imidlertid ha sammenheng med ulik pasientsammensetning og at privatpraktiserende leger normalt har lengre praksiserfaring. I regresjonsanalysen i tabell 3 har vi også kontrollert for om det finnes et sykehus i kommunen. Tabell 3 viser som ventet ingen forskjeller i hen- 157

15 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] visning til legespesialist etter kontraktstype. Vi observerer imidlertid en tendens til at de privatpraktiserende legene uten avtale og fastlegene henviser en mindre andel av pasientene til sykehus/poliklinikk sammenlignet med fastlønnslegene. Også leger med driftsavtale henviser færre til sykehus/poliklinikk, men effekten er ikke klart signifikant. seleksjons- og incentiveffekter Analysen viser klart at privatpraktiserende leger og fastleger har høyere tjenesteproduksjon enn fastlønnsleger. En nærliggende forklaring på dette er at stykkpriskontraktene ansporer leger til å arbeide mer og med høyere tidseffektivitet. Men forklaringen kan også være at ulike typer av leger har ulike preferanser, noe som både forklarer deres valg av kontrakt og omfanget av tjenesteproduksjonen. Forklaringen kan være en seleksjonseffekt i form av en bakenforliggende variabel som både påvirker kontrakt og produksjon: En preferansemessig seleksjon der fastlønnskontrakter foretrekkes av leger som prioriterer familie, fritid og samfunnsmedisinske oppgaver. En ansiennitetsmessig seleksjon som kan ha sammenheng med at allmennlegens produktivitet øker med praksiserfaring. Sammenhengen kan også skyldes at erfarne allmennleger stiller sterkere enn de mindre erfarne i konkurransen om driftsavtalekontrakter. En geografisk seleksjon der fastlønnskontrakter foretrekkes av leger i perifere kommuner med lite og/eller usikkert pasientgrunnlag, mens privat praksis foretrekkes av leger i mer sentrale kommuner med god pasienttilgang. Det er derfor et åpent spørsmål om det er incentiveffekten som er forklaringen på forskjellen i tjenesteproduksjon mellom fastlønnsleger og driftsavtaleleger. En forståelse av effekter av kontraktsvalg forutsetter derfor en modell for legenes kontraktsvalg. seleksjon til kontraktstype Allmennlegenes kontraktsvalg kan tolkes i lys av flere faktorer. For det første vil legenes preferanser være av betydning for kontraktsvalget. For å få et grunnlag for å forstå legenes valg av stilling ble legene som deltok i undersøkelsen spurt om hvilke forhold som var av betydning da legen valgte å begynne i sin nåværende stilling. Respondentene ble konfrontert med tre typer faktorer: inntektsmessige 158

16 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] hensyn, familiehensyn, fritidsinteresser og sosialt nettverk og faglige interesser og hensyn. Legene oppga hvor viktig hvert av disse kriteriene var på en skala fra 1 (ikke viktig) til 5 (svært viktig). På bakgrunn av legenes svar er det konstruert en indeks som måler prioritering av familie/fritid relativt til inntektsmessige hensyn. Indeksen varierer fra 1 (prioritering av høy inntekt) til +1 (prioritering av familie/fritid). Prioriteringen mellom inntekt og samfunnsmedisinske hensyn måles ved en tilsvarende indeks. Denne varierer mellom 1 (prioritering av høy inntekt) til +1 (prioritering av samfunnsmedisinske arbeidsoppgaver). Vi forventer at leger som prioriterer familie, fritid og samfunnsmedisinske arbeidsoppgaver vil foretrekke fastlønnskontrakter. For det andre kan bakgrunnskjennetegn ved legene påvirke kontraktsvalget. Anta at driftsavtalekontrakter er mest attraktive og at det er knapphet på driftsavtalehjemler. En vil forvente at unge leger går inn i de ledige fastlønnsstillingene og at sannsynligheten for å ha en driftsavtalekontrakt øker med økende alder og ansiennitet. Spesialister i allmennmedisin vil stille sterkt i konkurransen om driftsavtalekontrakter og forventes stort sett å arbeide i 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. Stykkpriskontrakter er mest attraktive for allmennleger med høy (tids-)produktivitet, mens fastlønnskontrakter faller bedre ut for leger med lav produktivitet (Lazear 1999). En vil anta at allmennlegenes produktivitet øker med økende erfaring, i alle fall i de første årene av en leges yrkeskarriere. Følgelig vil vi forvente at tendensen til at allmennlegene arbeider under en driftsavtale øker med legens ansiennitet. Fastlønnsstillinger kan også være rekrutteringsstillinger der legen ønsker å prøve seg i allmennpraksis før eventuell etablering av egen privat praksis. For det tredje er legedekningen trolig vesentlig for kontraktsvalget. For privatpraktiserende leger betyr en høy legedekning at inntektsrisikoen er høy, mens inntektsrisikoen vil være lav med lav legedekning. En vil derfor forvente at allmennleger ønsker fastlønnskontrakter i kommuner med høy legedekning, mens de vil etterspørre driftsavtaler i kommuner med lav legedekning. Dette har ikke sammenheng med kommunestørrelse i seg selv, men med markedsgrunnlaget i kommunen. Motsatt tyder resultatene fra spørreundersøkelsen på at høyt arbeidspress i de aller fleste tilfeller er 159

17 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] et større problem enn liten pasientpågang. I så fall vil en forvente at driftsavtalekontrakter vil være lønnsomme i (nesten) alle kommuner, og at legedekning har liten effekt på kontraktsvalget. For det fjerde kan kommunens sentralitet være av betydning. På den ene siden vil legens forhandlingsposisjon være sterkest i de minst attraktive kommunene. Dersom driftsavtalekontrakter er mest attraktive, vil legene lettest få gjennomslag i perifere kommuner og i kommuner i Nord- Norge. På den andre siden vil det være en høyere økonomisk risiko ved driftsavtalekontrakter enn ved fastlønnsstillinger. Trolig oppfattes også den økonomiske risikoen å være størst i perifere kommuner. Dette trekker i retning av at andelen fastlønnskontrakter blir høyere i perifere enn i sentrale kommuner. For det femte bestemmes ikke kontraktsvalget utelukkende av allmennlegen. I prinsippet skal statlige overføringer kompensere kommuner som velger fastlønnskontrakter slik at disse blir like kostbare for kommunen som driftsavtalekontrakter. Dersom driftsavtalekontrakter likevel er noe gunstigere enn fastlønnsstillinger, vil en forvente at høyinntektskommuner (målt ved (log) totale frie inntekter per innbygger) i større grad tilbyr fastlønnskontrakter. Dessuten kan ideologiske forhold være av betydning for kontraktsvalget. En vil forvente at kommuner med et sosialistisk flertall i kommunestyret i større grad prioriterer fastlønnskontrakter. I tabell 4 presenteres en logistisk regresjonsanalyse av kontraktsvalget. Analysen viser sannsynligheten for at legen har en driftsavtale relativt til en fastlønnsstilling. En begrensning ved denne analysen er at kontraktsvalget i mange tilfeller er foretatt for mange år siden. Både kommunens situasjon og legens situasjon kan være vesentlig endret siden den gang beslutningen ble tatt. Vi har derfor analysert materialet separat for leger som har etablert seg de to seneste årene, og dessuten vektet materialet med ansiennitet slik at nyetablerte leger har størst vekt i estimeringen. Resultatene som presenteres nedenfor er praktisk talt identiske med estimatene ved disse to metodene. I den første modellspesifikasjonen inngår ikke legens preferanser, kun observerbare kjennetegn ved legen og kommunen. I tråd med våre forventninger øker sannsynligheten for driftsavtalekontrakt med alder og ansiennitet. Spesialister i allmennmedisin har større sjanse for å ha en driftsavtale enn andre leger. Legedekningen i kommunen har en liten negativ effekt, slik at økende legedekning reduserer sannsynligheten for at 160

18 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] tabell 4. Legens kontraktsvalg betinget av legespesifikke og kommunespesifikke kjennetegn. Logistisk regresjonsanalyse. Analysen omfatter fastlønnsleger og driftsavtaleleger. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. Wald Chi-square i parentes Variabler Uten preferanse- Med preferanse-- variabler variabler Konstant (1.58) (1.90) Prioritering av familie/fritid (-1=inntekt, 1=familie/fritid) ** (18.56) Prioritering av samfunnsmedisinske oppgaver ** (-1=inntekt, 1=samfunnsmedisinske oppgaver) (63.69) Legens kjønn (=1 hvis mann) 0.36 * (3.92) (0.0001) Legens alder 1 (=1 hvis år) 0.71 ** 0.68 * (7.46) (4.78) Legens alder 2 (=1 hvis >=50 år) 0.63 * 0.69 (4.16) (3.61) Spesialist i allmennmedisin (=1 hvis spesialist) 0.89 ** 0.83 ** (24.36) (14.76) Antall år i nåværende praksis 0.28 ** 0.31 ** (15.92) (14.14) Legeårsverk per innbyggere (3.66) (1.40) Mindre sentral kommune 1.12 ** 1.00 * (10.56) (6.62) Sentral kommune 1.26 ** 1.51 ** (22.84) (24.38) Særlig sentral kommune 1.30 ** 1.36 ** (20.15) (16.98) Landsdel: Nord-Norge ** ** (21.98) (21.02) Kommunal inntekt per innbygger (log) (1.90) (3.48) Politisk sammensetning i kommunestyret (=1 hvis sos. flertall) (1.27) (2.46) R Concordant * p<=0.05 ** p<=0.01 legen har en driftsavtale. Denne effekten er ikke statistisk signifikant. Sannsynligheten for at legen har en driftsavtale øker med økende sentralitet, og er lavere i Nord-Norge enn i Sør-Norge. Kommunal inntekt har en (marginalt) signifikant negativ effekt. Det betyr at sannsynligheten for at 161

19 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] legen har en driftsavtale er lavere i høyinntektskommuner. Effekten av kommunestyrets sammensetning er ikke statistisk signifikant. I den andre spesifikasjonen inngår legens preferanser for familie og fritid skalert relativt til inntekt og preferanser for samfunnsmedisinsk arbeid relativt til hensynet til egen inntekt. Prioritering av familie og fritid og samfunnsmedisinske arbeidsoppgaver reduserer sannsynligheten for å arbeide under en driftsavtalekontrakt. Merk at introduksjon av disse preferanseindikatorene medfører at effekten av kjønn «vaskes ut», mens de øvrige variablene stort sett opprettholder sin effekt. Kontraktsvalg påvirkes altså av legens preferanser og av forhold som også påvirker omfanget av tjenesteproduksjonen. Spørsmålet er derfor om det er seleksjon av leger til fastlønnskontrakter versus driftsavtalekontrakter som forklarerer forskjellene i tjenesteproduksjon, arbeidstilbud og produktivitet. seleksjon svekker incentiveffekten På grunnlag av vår forståelse av legers kontraktsvalg kan vi nå reanalysere effekter av kontraktsvalg på allmennlegenes tjenesteproduksjon og identifisere seleksjons- og incentiveffekter. Dette gjøres ved å analysere tjenesteproduksjonen ved en regresjonsmodell der vi også inkluderer de predikerte verdiene (hasard rater) fra analysen over kontraktsvalg i tabell 4 (se eks. Maddala 1983: kap. 9; Berk 1983; Chubb & Moe 1990: Appendix C). Rent teknisk gjøres dette ved at vi beregner de predikerte verdiene fra analysen i tabell 4. Disse verdiene inkluderer vi som en egen variabel i regresjonene i tabell 5, hvor vi estimerer betydningen av kontraktstype på tjenesteproduksjonen. På grunn av plasshensyn presenteres ikke regresjonskoeffisientene for denne variabelen i tabell 4. Resultatene er imidlertid presentert i sin helhet i Grytten, Skau, Sørensen og Aasland (1999: tabell 6.1). Analysen er avgrenset til de to viktigste kontraktstypene fastlønnsleger og driftsavtaleleger. Vi presenterer i tabell 5 kun effekter av kontraktstype (med fastlønnsleger som referansekategori) før og etter kontroll for seleksjon. Seleksjonseffekten er beregnet ut fra begge de to analysene i tabell 4. Når (subjektive) preferanser inngår som forklaringsfaktor, kan vi komme til å overestimere den langsiktige seleksjonseffekten fordi preferanser kan bli påvirket av kontraktsvalget. I tabell 5 presenteres derfor to anslag på seleksjonseffekter, en hvor preferanseindeksene inngår i estimeringen av predikert sannsynlighet for driftsavtalekontrakt og en hvor det bare tas 162

20 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] hensyn til sosioøkonomiske forhold i estimeringen av predikerte sannsynligheter. Den første seleksjonseffekten bør tolkes som en kortsiktig effekt, og den andre som en langsiktig effekt. 5 tabell 5. Effekter av kontraktsform på legenes tjenesteproduksjon. Med og uten kontroll for seleksjon. Analysen omfatter fastlønnsleger og driftsavtaleleger. Kontrollvariabler inkludert, men ikke rapportert. Kontinuerlige variabler på logaritmeform. t-verdier i parentes Lege med driftsavtale Ikke kontrollert for seleksjon Kontrollert for seleksjon Kontrollert for seleksjon (preferansevariabler ikke inkludert) (preferansevariabler inkludert) Regresjonskoeffisient R 2 Regresjonskoeffisient R 2 Regresjonskoeffisient R 2 Antall konsultasjoner per lege 0.35 ** ** ** 0.25 (8.37) (7.52) (4.26) Antall andre kontakter per lege 0.58 ** ** ** 0.12 (4.82) (4.45) (3.66) Antall pasientkontakter per time 0.19 ** ** ** 0.08 (5.97) (6.20) (4.75) Antall kurative timer på årsbasis 0.21 ** ** * 0.15 (4.89) (4.21) (2.07) Henvisning til spesialist (1.34) (0.83) (0.22) Henvisning til poliklinikk/sykehus (1.73) (1.04) (1.04) * p<=0.05 ** p<=

21 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] Tabell 5 viser at forskjellene mellom kontraktsformene reduseres når vi kontrollerer for seleksjon. I analysen av antall konsultasjoner per lege finner vi at parameteren reduseres fra 0,35 (ingen seleksjon) til 0,33 (langsiktig seleksjon) til 0,21 (kortsiktig seleksjon). Driftsavtalelegenes tjenesteproduksjon ligger henholdsvis 42 prosent, 39 prosent og 23 prosent høyere enn fastlønnslegenes tjenesteproduksjon. Denne analysen indikerer at på lang sikt vil fastlønnsleger kunne komme opp på nesten like høy tjenesteproduksjon som driftsavtaleleger. På kort sikt utgjør seleksjonseffekten omtrent en tredjedel av bruttodifferansen mellom de to kontraktsformene. Effekten av kontraktsform på antallet andre kontakter per lege påvirkes i liten grad av kontroll for kontraktsseleksjon. Effekten av kontraktsform på produktivitet estimeres til 20 prosent og berøres i liten grad av vår kontroll for kontraktsseleksjon. Det samlede arbeidstilbudet berøres imidlertid av seleksjonseffekten. Koeffisienten for antallet kurative timer per år reduseres fra 0,21 (ingen seleksjon), 0,19 (lang sikt) og 0,10 (kort sikt), noe som svarer til en forskjell i forhold til fastlønnslegene på henholdsvis 23 prosent, 21 prosent og 11 prosent. Dette betyr at kontraktsseleksjon først og fremst er av betydning for arbeidstilbudet. Vi kjenner ikke til sammenlignbare studier fra helsetjenesten. Resultatene samsvarer imidlertid godt med studier fra andre sektorer (for oversikt se Prendergast 1999). betydning for fastlegeordningen Som nevnt innledningsvis ble fastlegeordningen iverksatt 1. juni Denne reformen innebærer at alle allmennleger i prinsippet vil ha kontrakter med stykkprisfinansiering. Selv om de tidligere fastlønnslegene er blitt stykkprisfinansierte etter innføringen av fastlegeordningen, vil likevel deres produksjon være lavere enn de privatpraktiserende allmennlegenes. Vi er derfor avhengige av å identifisere incentiveffekten for å beregne effekten av reformen (tabell 5). Vi tolket i foregående avsnitt resultatene i en kortsiktig og en langsiktig effekt. Dette gir grunnlag for å anta at dagens fastlønnsleger over tid vil endre sine preferanser, og etter hvert foretrekke å arbeide mer (mindre fritid) når de går inn i en kontrakt med stykkprisfinansiering. For å teste denne tolkningen ytterligere skal vi analysere data fra fire kommuner der reformen ble gjennomført som en forsøksordning i Vi observerer fastlegene i 1998, dvs. 5 år etter at forsøket ble igangsatt. I 164

22 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] tabell 6. Fastlegeforsøket: Effekter av tidligere kontraktstype på antall konsultasjoner og antall andre pasientkontakter per år. (n=50). Kontinuerlige variabler på logaritmeform Variabler Antall Antall andre konsultasjoner pasientkontakter Konstant Tidligere kontraktsform (=1 hvis driftsavtale) Legens kjønn (=1 hvis mann) Legens alder 1 (=1 hvis år) Spesialist i allmennmedisin (=1 hvis spesialist) Antall år i nåværende praksis Praksistype (=1 hvis gruppepraksis) Lege med >60 min. telefonkonsultasjoner per dag ** Andel innbyggere i alderen 0 6 år i kommunen Lege med >=50 % pasienter over 60 år Lege med >=75 % kvinnelige pasienter Timer i offentlig legearbeid per uke Legevakter per måned Legeårsverk per innbyggere * p<=0.05 ** p<=0.01 forsøksordningen deltok både tidligere privatpraktiserende allmennleger og tidligere fastlønnsleger. Ved forsøkets start forventet vi at tidligere fastlønnsleger prioriterte familie og fritid, de hadde relativt lav produktivitet og de arbeidet i kommuner med liten tilgang på pasienter. Vi har opplysninger om hvilken kontraktsform fastlegene hadde før forsøket startet. Sammenligner vi de to legegruppene, finner vi at tidligere fastlønnsleger har 3306 konsultasjoner (2040 andre kontakter) og tidligere driftsavtaleleger har 3693 konsultasjoner (1759 andre kontakter), altså en forskjell på 12 prosent ( 14 prosent). Selv om vi kun har data for ca. 50 fastleger, har vi foretatt en regresjonsanalyse på denne gruppen. I tabell 6 introduseres kontraktsform før forsøket som kontrollvariabel sammen med de relevante kontrollvariablene. Analysen viser at tidligere fastlønnsleger 5 år etter gir effekter på 0,09 (9 prosent) for konsultasjoner og 0,34 (40 prosent) for andre kontakter. Forskjellene er altså betydelig mindre enn i alle analysene i tabell 5. Dette 165

23 [ SØRENSEN, GRYTTEN OG SKAU ] underbygger vår tolkning av tabell 6: Fastlønnslegenes preferanser endrer seg når de får incentivlønn: Overgang til stykkpriskontrakter fører til at tidligere fastlønnsleger prioriterer fritid lavere og foretrekker å arbeide mer. konklusjoner Kontraktsutforming har konsekvenser for allmennlegenes tjenesteproduksjon. Stykkprisfinansierte leger har flere konsultasjoner og pasientkontakter enn fastlønnsleger. Omtrent halvparten av forskjellen mellom de to kontraktsformene skyldes forskjeller i arbeidstid og halvparten skyldes forskjeller i tidsproduktivitet. På kort sikt finner vi at omtrent en tredel av den observerte forskjellen skyldes en seleksjonseffekt: Allmennleger har forskjellig produktivitet og ulike preferanser for inntekt versus fritid, og at de derfor søker til ulike kontraktsformer. Vi finner at fastlønnskontrakter foretrekkes av leger som prioriterer familie, fritid og samfunnsmedisinske oppgaver. Leger med liten yrkeserfaring foretrekker også fastlønnskontrakter, noe som kan forklares med at yngre leger har lavere produktivitet sammenlignet med eldre leger. På lang sikt synes seleksjonseffekten å være av mindre betydning fordi kontraktsvalg påvirker legenes preferanser. Identifikasjon av incentiveffekten gir grunnlag for å anslå effekten av reformer i allmennlegetjenesten. Ved innføring av stykkpriskontrakter for alle allmennleger, tilsier incentiveffekten økt tjenesteproduksjon. For fastlønnslegene finner vi en økning i tjenesteproduksjonen på ca prosent på kort sikt og ca. 40 prosent på lang sikt. Når det tas hensyn til fastlønnslegenes andel av legepopulasjonen i Norge, vil fastlegereformen kunne øke den samlede tjenesteproduksjonen med 5 8 prosent. Analysen viser at innføring av stykkpriskontrakter for alle leger vil bli et vesentlig bidrag til å løse kapasitetsproblemene i allmennlegetjenesten. Noter 1. Legene kan etablere seg uten kontrakt med kommunen, men får da ikke finansiering fra folketrygden (eller kommunen). Tidligere studier av legens lokaliseringsvalg har vært utført på nordamerikanske data hvor legen i stor grad har hatt etableringsfrihet (Bolduc, Fortin & Fournier 1996; Hotelling 1929; Phelps 1997). 2. Prendergast (1999) påpeker at det er et sterkt behov for mer empirisk forskning på 166

24 [ KONTRAKTSVALG OG TJENESTEPRODUKSJON I ALLMENNLEGETJENESTEN ] effekter av kontrakter der det produseres mange typer av tjenester samtidig, og der graden av resultatoppnåelse er vanskelig å måle. Allmennlegetjenesten er åpenbart et slikt område. 3. En alternativ fortolkning er knyttet til selve undersøkelsesopplegget. For eksempel kan det tenkes at driftsavtalelegene har mer detaljert oversikt over sin praksis enn fastlønnslegene har. Dette vil i så fall kunne bidra til å overvurdere forskjellene mellom praksistypene. En viss pekepinn kan vi få ved å sammenligne våre funn med funn fra andre relevante studier. Våre tall er ikke vesentlig forskjellige fra en nasjonal utvalgsundersøkelse som inkluderte 147 leger i 1993 (Johnsen & Holtedahl 1997). Johnsen og Holtedahl fant at antall konsultasjoner per dag per privatpraktiserende allmennlege var 21,2. Det tilsvarende tallet for fastlønnsleger var 14,6. Vår registreringsperiode er en uke. Dividerer vi våre ukesestimater med 5 arbeidsdager, får vi at de privatpraktiserende allmennlegene med kommunal avtale har 17,1 konsultasjoner per dag. Det tilsvarende tallet for fastlønnslegene er 11,7. Vårt mål på konsultasjoner omfatter ikke enkle pasientkontakter, noe som synes å være inkludert i Johnsen og Holtedahl sitt mål på konsultasjoner. Dette kan forklare hvorfor vi får litt lavere estimater enn de. Vi har også sammenlignet våre produksjonstall for privatpraktiserende leger med antall pasientkontakter og konsultasjoner hentet fra trygdeetatens legeregningskontroll for januar Igjen er registreringsperiodene ulike, men dersom vi regner tallene fra Legeregningskontrollen om til ukestall, finner vi at hver lege i gjennomsnitt har 79 konsultasjoner per uke. Legene i vår undersøkelse har i gjennomsnitt rapportert 85 konsultasjoner per uke, en differanse på 6 konsultasjoner. Dersom vi ser på antall pasientkontakter samlet, er forskjellen 5 kontakter per uke. En sammenligning av andel konsultasjoner over 20 minutter per lege viser også stor grad av samsvar. I spørreundersøkelsen angir 54 % av legene at mellom 20 og 50 % av konsultasjonene varer mer enn 20 minutter og 12 % av legene at mer enn 50 % av konsultasjonene har en varighet utover 20 minutter. De tilsvarende andelene hentet fra Legeregningskontrollen (bruk av tidstakst) er 56 % og 11 %. Våre tall skiller seg dermed ikke i vesentlig grad fra data innrapportert til trygdeetaten. 4. Responsvariablene og kontinuerlige uavhengige variable er på log-form. Koeffisientene kan derfor tolkes som elastisiteter. For dummy-variable vil anti-log til koeffisienten representere det relative nivå på responsvariabelen, og dette er grunnlaget for beregning av prosentvise forskjeller i regresjonsmodellene. 5. Korrelasjonen mellom de to variablene predikerte verdier) er 0,77 (Pearsons r). Referanser berk, richard a. (1983), «An Introduction to Sample Selection Bias in Sociological Data». American Sociological Review, 48: bjørndal, arild, eystein arntzen & arild johansen (1994), «Salaried and feefor-service general practitioners: is there a difference in patient turnover?» Scandiavian Journal of Primary Health Care, 12: bolduc, denis, bernard fortin & marc-andre fournier (1996), «The Effect of Incentive Policies on the Practice Location of Doctors: A Multinominal Probit Analysis». Journal of Labor Economics, 14: chubb, john e. & terry m. moe (1990), Politics, Markets and America s Schools. Washington D.C.: The Brookings Institution. 167