rir · H2B522 · 2014-11-11 00:00:00 — System och strategier för att öka antalet ST-läkare i allmänmedicin – Kunskapsunderlag om hur vi kan nå balans i primärvårdens läkarförsörjning, 2014. Kostnader och produktion i primärvårdens vårdval – uppföljning av vårdvalets primärvård som en del av den samlade hälso- och sjukvården, 2014. , (2010). Vårdens utmaningar, SNS-förlag. , (2013). Förbättrad tillgänglighet eller förändrad registrering? för för allmänmedicin, nummer 3 2013, sid 18–20. , (2013). Priority Setting and Rationing in Primary Health Care, . , – , (2013). Changes in health care utilisation following a reform involving choice and privatisation in Swedish primary care: a five-year follow-up of GP- visits, 2013 Burström, Bo – , (2005). Betydelsen av reseavstånd och socioekonomiska faktorer för besök hos privata specialistläkare i , , och samhällsmedicin 2005:2. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN Chomber, – Brunsdon, – Radburn, (2011). A spatial analysis of variation in health access: linking geography, socio-economic status and perception, , , , . Dagens medicin (2014). Vårdcentralschef ville inte ha besvärliga fall, . Dagens medicin (2014). Så skulle ersättningarna i primärvården fungera bättre, . (2014). Hyrläkarna tar alltmer av vårdbudgeten, . De Bruijn, Hans (2007). Managing performance in the public sector, Routledge. , (2013). Målrelaterade ersättningar – vägen till eller vägen från målet bättre vård? för för allmänmedicin, nummer 3 2013, sid 32–33. Gulliford, – , (2003). Access to health care, Routledge. , (2014). Ersättning I sjukvården. Modeller, effekter, rekommendationer, SNS. , (2013). Kan ACG manipuleras? för för allmänmedicin, nummer 3 2013, sid 28–29. (2013). Hyrläkare och äldre läkare skriver ut mer antibiotika, 2013; 110: CISF. (2013). ACG-systemet tvingar fram onödiga diagnoser, 2013; 110: CH3W. Ramböll (2012). IHP international survey of sicker adults. Resultat för , , . Tron, (2008). Om läkarkontinuitet – en litteraturstudie och en studie av läkarkontinuitet på vårdcentralerna i , Primärvårdens forskningsenhet. Träff , (2013). Ersättningssystem i vården – En komplex fråga som kräver komplexa lösningar, för för allmänmedicin, nummer 3 2013, sid 3. folkhälsoenkät: amnesomraden/statistik-och-undersokningar/enkater-och-undersokningar/nationella- folkhalsoenkaten/ [hämtat ]. Landstingens förfrågningsunderlag finns tillgängliga på Valfrihetswebben: Nationella , 2009, 2010, 2011, 2012, 2013: 1177 om remissgång: [hämtat ]. PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? , Nationellt planeringsstöd (NPS): statistik/statistikdatabas/halsoochsjukvardspersonal [hämtat ]. nationella riktlinjer för hälso- och sjukvården: http://www. /riktlinjer/nationellariktlinjer/ indikatorbibliotek: sokiindikatorbiblioteket/ojhs/lakarbesokinomsjudagariprimarv [hämtat ]. Regeringen om etiska plattform: d/11537/a/120691 [hämtat ]. Kommuner och Landsting, ekonomi och verksamhetsstatistik: ekonomiochverksamhetsstatistik/landstingekonomiochverksamhet.1342.html Kommuner och Landsting, inhyrd personal: nyheter_2/nyheter-2013/inhyrd-personal-okar-inom-varden [hämtat ]. , Kostnader för hälso- o sjukvård: . /pxweb/sv/ssd/STARTOEOE0107OE0107D/KostHsjukv/?rxid=f1e7b69c- 7e1d-45ff-9a7a-5f354aee3709 , Samsatlas: Skraddarsydd/Regionala_produkter/Marknadsprofiler/SamsAtlas/index.html# för allmänmedicin (SFAM), Onödiga eller skadliga åtgärder i svensk allmänmedicin – ett diskussionsunderlag: uploads/2014/06/On%C3%B6diga-eller-skadliga-%C3%A5tg%C3%A4rder.pdf [hämtat ]. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN Bilaga 1 – Analys av närhet till vårdcentral har genomfört två analyser för att undersöka hur socioekonomiskt skilda förutsättningar påverkar närheten till vårdcentraler efter vårdvalsreformens införande: en analys där vi undersökt om något gemensamt mönster kan urskiljas för områden som fått en nettoökning av vårdcentraler, det vill säga områden där fler vårdcentraler etablerats än lagts ner. en analys av områden som fått en nettominskning av antal vårdcentraler, det vill säga områden som fått färre vårdcentraler. har undersökt om den socioekonomiska profilen för ett område har betydelse för i vilken omfattning vårdcentraler etableras. För att kunna göra denna analys har vi använt oss av en indelning av i ett antal geografiska områden. För respektive område hämtade vi in uppgifter om socioekonomisk status. Vi har använt uppgifter för samtliga vårdcentraler i ,261 och utifrån uppgifter om datum för öppning och stängning har analyser bakåt i tiden möjliggjorts. Vi har sedan utgått från vårdcentralernas koordinater för att lokalisera dem utifrån områdesindelning av – Small Areas for Market Statistics (SAMS). I de större kommunerna bygger SAMS på kommunernas delområden enligt nyckelkodsystemet (NYKO) och i mindre kommuner bygger SAMS på valdistrikt. Totalt finns det cirka 9 200 SAMS-områden i Sverige.262 Vårdcentralernas upptagningsområden överensstämmer inte nödvändigtvis med de SAMS-områden där de är lokaliserade. En vårdcentral kan till exempel vara lokaliserad vid gränsen till ett annat SAMS-område. För att få ett mer rättvisande mått på befolkningens tillgång till en vårdcentral har vi därför beräknat en geografisk radie från varje vårdcentrals koordinater. Sedan beräknades för hur många vårdcentraler radien vidrörde eller överlappade ett annat SAMS-områdes gränser. i angränsande SAMS-områden antogs finnas på ett avstånd inom nära räckhåll för 261Sanocore AB som driver hemsidan sammanställer och uppdaterar information om alla vårdcentraler och har gjort detta . 262http:///sv_/Vara-tjanster/Regionala-statistikprodukter/Marknadsprofiler-/Postnummer--och-SAMS- atlasen/SAMS-atlasen/ [hämtat ]. PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? Begreppet närhet till vårdcentral inkluderar således både vårdcentraler placerade i det aktuella SAMS-området och vårdcentraler vars radier vidrör eller överlappar SAMS-området. Det är inte rimligt att förvänta sig samma närhet till offentlig service i glesbygd som i storstad. Därför har storleken på radien bestämts utifrån den områdestyp där vårdcentralen är lokaliserad. Vårdcentraler i tätort får därmed en mindre radie än vårdcentraler i glesbygd. Indelningen framgår av tabell 1 nedan. Tabell 1 Radiens storlek beroende på områdestyp Tätorter > 200 000 invånare Tätorter 50 000–199 999 invånare Tätorter 20 000–49 999 invånare Tätorter 5 000–19 999 invånare Tätorter 200–4 999 invånare har beräknat differensen för varje områdes vårdcentralsnärhet mellan tiden precis före landstingens införande av vårdval och . Både i analysen av nettoökning och i analysen av nettominskning används en linjär sannolikhetsmodell för att undersöka hur socioekonomi påverkar vårdcentralsnärheten. Utfallsmåttet i etableringsanalysen är konstruerat så att det antar värdet 1 om området fått en ökad närhet till vårdcentral och värdet 0 om området fått en oförändrad eller minskad närhet. I analysen av områden som fått en nettominskning av antalet vårdcentraler är utfallsmåttet konstruerat så att det antar värdet 1 om området fått en minskad närhet till en vårdcentral och värdet 0 om området fått en oförändrad eller ökad närhet. Se tabell 2 nedan för en lista över vilket datum respektive landsting införde vårdvalsreformen. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN Tabell 2 Landstingens införande av vårdvalssystem i primärvården Källa: Kommuner och Landsting har undersökt huruvida socioekonomiska skillnader mellan områden påverkat var det har etablerats respektive lagts ner vårdcentraler.263 Olika socioekonomiska variabler har testats. De socioekonomiska variablerna har sedan beräknats utifrån respektive områdes socioekonomiska profil. uppgifter framtagna för . Nedan följer en kort beskrivning av respektive variabel. 263http:///Grupp/Produkter_Tjanster/Skraddarsydd/Regionala_produkter/Marknadsprofiler/CNI- blad.pdf [hämtat ]. PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? Care (CNI) Care (CNI) är ett sammanvägt mått som () tar fram genom olika register för att mäta förväntat vårdbehov. Variablerna som ingår i måttet är: utlandsfödd i Syd- och (ej EU), , och arbetslös eller i åtgärd, ålder 16–64 år ensamstående förälder med barn, person som flyttat in i området, eller äldre lågutbildad 25–ålder . Ett högt CNI-värde (> 1) tolkas som ett högt förväntat vårdbehov medan ett lågt CNI- värde (< 1) tolkas som ett lågt förväntat vårdbehov. Måttet används också av 16 landsting som en av fördelningsgrunderna i ersättningssystemen till vårdcentraler. Denna variabel uttrycker av den genomsnittliga disponibla årsinkomsten för befolkningen i området. Ålder > 70 år Denna variabel uttrycker andelen av områdets befolkning som är eller äldre. Denna variabel uttrycker andelen av områdets befolkning i åldrarna 25–som har högst gymnasieutbildning. Denna variabel uttrycker antalet personer per kvadratkilometer inom området. Områden med låg respektive hög befolkningstäthet används i analysen medan områden med medelbefolkningstäthet används som referensgrupp. Ersättning för socioekonomisk belastning eller glesbygd De flesta landsting (16 av 21) ger någon form av extra kompensation i ersättningssystemet för socioekonomisk tyngd i form av CNI och/eller (). Något färre landsting (14 av 21) ger extra ersättning åt vårdcentraler i glesbygd i varierande grad. Varje ersättningstyp ingår som en egen variabel i analysen. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN För att undersöka frågeställningarna har vi använt en regressionsanalys baserad på en linjär sannolikhetsmodell (Ordinary , med en binär beroende variabel).264 Under förarbetet till analyserna framkom att det finns en förhållandevis stark negativ korrelation mellan förväntat vårdbehov, CNI och disponibel medelinkomst (–0,58), vilket indikerar att dessa variabler i stor utsträckning förklarar samma effekter. Som konsekvens av detta kan inte variablerna användas i samma regression; effekterna analyseras därför i separata regressioner. Vidare ingår både utbildningsnivå och ålder som del av, CNI vilket innebär att analysen med CNI inkluderar dessa variabler. Resultaten presenteras i tabell 3a, 3b, 4a och 4b nedan.265 De redovisade skattningarna i tabell 3a, 3b, 4a och 4b är marginaleffekter vilka mäter hur en specifik faktor påverkar sannolikheten att antalet vårdcentraler i närområdet ökar eller minskar. Exempelvis ska en marginaleffekt på 0,237 tolkas som att sannolikheten för ett positivt utfall ökar om den oberoende variabeln stiger med För en variabel som är logaritmerad ska en marginaleffekt på 0,023 tolkas som att sannolikheten för ett positivt utfall ökar om den oberoende variabeln stiger . Att en oberoende variabel blir signifikant betyder att den har en självständig effekt efter kontroll för påverkan från de andra variablerna. I tabellerna anger antalet stjärnor de olika signifikansnivåerna; ju fler stjärnor, desto starkare signifikans. Om stjärna saknas betyder det att inget statistiskt samband går att påvisa. Förklaringsgraden (R2) anger hur stor del av variationen i den beroende variabeln som kan förklaras av variationer i de oberoende variablerna. De relativt låga förklaringsgraderna i samtliga analyser signalerar att det finns fler faktorer som påverkar etablering och nedläggning av vårdcentraler. 264Analysen har också genomförts med hjälp av binär logistisk regression vilket gett liknande resultat. 265Tester för att säkerställa att resultaten är tillförlitliga har genomförts. Kontroll görs för heteroskedasticitet och multikollinearitet. Materialet är rensat från områden med färre än 30 individer samt extremvärden vad gäller kontrollvariablerna för att få ett så robust datamaterial som möjligt. PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? Tabell 3a Resultat av linjär sannolikhetsanalys, marginaleffekter på sannolikheten för ökad närhet till vårdcentral. Robusta standardfel inom parentes Förväntat vårdbehov, CNI, logaritmerad 0,023 (0,015) –0,028 (0,012)** 0,237 (0,013)*** –0,098 (0,016)*** 0,048 (0,026)* Interaktion socioekonomi och glesbygd 0,025 (0,029) Antal observationer: 8 539 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = Tabell 3b Resultat linjär sannolikhetsanalys, marginaleffekter av sannolikheten för ökad närhet till vårdcentral. Robusta standardfel inom parentes 0,088 (0,033)*** Andel > 70 år –0,199 (0,064)*** –0,520 (0,052)*** –0,004 (0,011) 0,199 (0,013)*** –0,072 (0,015)*** 0,027 (0,025) Interaktion socioekonomi och glesbygd 0,058 (0,027)** Antal observationer: 8 539 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 12, GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN Tabell 4a Resultat linjär sannolikhetsanalys, marginaleffekter på sannolikheten för minskad närhet till vårdcentral. Robusta standardfel inom parentes Förväntat vårdbehov, CNI, logaritmerad 0,012 (0,005)** –0,0003 (0,004) 0,008 (0,013)* 0,041 (0,007)*** –0,019 (0,004)*** Interaktion socioekonomi och glesbygd –0,030 (0,007)*** Antal observationer: 8 539 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 2, Tabell 4b Resultat linjär sannolikhetsanalys, marginaleffekter på sannolikheten för minskad närhet till vårdcentral. Robusta standardfel inom parentes –0,016 (0,009)* –0,003 (0,004) 0,010 (0,004)** 0,040 (0,007)*** –0,019 (0,004)*** Interaktion socioekonomi och glesbygd –0,029 (0,007)*** Antal observationer: 8 539 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 2, Det finns skäl att tolka resultaten med viss försiktighet på grund av skevheter i datamaterialet, vilka bland annat kan förklaras av områdesindelningen. Socioekonomin är framtagen för fördefinierade områden som endast utgör en uppskattning av vårdcentralernas upptagningsområde, vilket gör att de inte nödvändigtvis överensstämmer med respektive vårdcentrals listade patienter. En signifikant oberoende variabel betyder att den har en självständig effekt under kontroll av de andra variablerna. Med detta i beaktande kan följande resultattolkningar göras. PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? Ökad närhet till vårdcentral Av tabell 3a framgår det att förväntat vårdbehov (CNI) inte har en statistiskt säkerställd effekt på sannolikheten för ökad närhet till vårdcentral. Detta skulle möjligtvis kunna förklaras av att aggregeringsnivån (SAMS) inte är tillräckligt rättvisande för att kunna identifiera betydelsen av CNI på ökad närhet. Tabell 3b visar att sannolikheten för ökad närhet till vårdcentral är större i områden med hög medelinkomst. Motsatt samband går att se för områden med hög andel äldre (> ). En liknande effekt går att påvisa för områden med hög andel lågutbildade, eftersom även dessa områden har en betydligt lägre sannolikhet för etablering. I analysen kontrolleras även för befolkningstäthet eftersom områdenas befolkningsstruktur i form av antalet personer i förhållande till yta skiljer sig åt. Det negativa sambandet för låg befolkningstäthet och det positiva sambandet för hög befolkningstäthet samt sannolikheten för ökad närhet talar för att etablering framför allt skett i befolkningstäta områden. Vad gäller ersättning för socioekonomisk belastning pekar resultaten på att den extra kompensation som erbjuds i vårdtunga områden inte ger någon tydlig effekt på etableringsmönster. Vad gäller glesbygdsersättning pekar det positiva sambandet på att en sådan ersättning kan bidra till en ökad närhet. Minskad närhet till vårdcentral Enbart 196 av de 8 539 områdena har fått en minskad närhet till vårdcentral efter vårdvalets införande. Det låga antalet medför en viss svaghet i analysen, och som framgår i tabellerna 4a och 4b är marginaleffekterna små (dock signifikanta) i termer av påverkan. Resultaten visar att det finns en högre sannolikhet för nedläggning och därmed minskad närhet i områden med stort förväntat vårdbehov (CNI) respektive låg medelinkomst. Av tabellerna framgår det även att minskad närhet framför allt drabbat områden med hög befolkningstäthet. Områden i landsting som ger ersättning för socioekonomi har en något större sannolikhet för minskad närhet. Områden i landsting som ger ersättning för glesbygd har en något lägre sannolikhet för minskad närhet. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN Bilaga 2 – Analys av kontinuitet och bemanning har genomfört två analyser för att undersöka hur socioekonomiska förutsättningar och förväntat vårdbehov påverkar bemanningsstrukturen hos vårdcentraler i olika geografiska områden. Vi har undersökt dels vilka faktorer som påverkar vårdcentralers läkartäthet, och dels vilka faktorer som påverkar stabiliteten i vårdcentralens läkarbemanning i form av andel hyrläkare. Syftet var att undersöka huruvida förutsättningarna att erbjuda patienterna en kontinuerlig vård skiljer sig åt mellan vårdgivare och driftsformer. skickade ut en enkät till vårdcentraler i (drygt 1 160). Syftet var att få en bild av vårdcentralernas läkarbemanning. har fått och kopplat samman svaren med socioekonomiska variabler på områdesnivå. Områdesnivån har beräknats på samma sätt som vid tillgänglighetsanalyserna (se bilaga 1). För att få ett mått på läkarresursens omfattning beräknades antalet listade individer per läkare för varje vårdcentral. Listade individer per läkare = (Listade individer) (Fast anställda + längre vikariat) Fler listade individer per läkare tolkar vi som en sämre förutsättning att upprätthålla kontinuitet. Fast anställda läkare tillsammans med läkare på längre vikariat används som mått på hur stor andel av läkarresursen som kan antas vara stabil; dessa läkare bör ha relativt goda förutsättningar att etablera kontinuerlig kontakt med sina patienter. Hyrläkare betraktas vara som en mer tillfällig bemanningslösning. Vidare beräknade vi hur stor andel av arbetskraften som förväntas vara instabil i form av andel hyrläkare. (Fast anställda + längre vikariat + hyrläkare) PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? En hög andel hyrläkare tolkar vi som att vårdcentralen kan ha problem att rekrytera fast personal samt erbjuda en kontinuerlig vård. konstruerade enkäten formulerades frågan om vårdcentralernas hyrläkare som antalet hyrläkare som ingick i bemanningen . Detta ger alltså en ögonblicksbild av antalet hyrläkare och behöver inte betyda att dessa används i samma utsträckning övriga dagar. Vidare är antalet hyrläkare räknade som antal personer oberoende av om de arbetat heltid eller deltid, till skillnad från de fast anställda och längre vikariaten som är angivna i heltider. Vi har kontaktat några av de större bemanningsföretag som hyr ut läkare för att undersöka tjänstgöringsgraden bland hyrläkare. Hyrfirmorna uppgav att det var högst ovanligt att en hyrläkare arbetar deltid () de dagar de hyrs ut. Detta styrker jämförbarheten i materialet, trots förutsättningarna. De socioekonomiska variabler på områdesnivå som presenterades i tillgänglighetsanalyserna (bilaga 1) används även här. I denna analys har vi även lagt till ett antal kontrollvariabler på vårdcentralsnivå enligt nedan. Variabeln anger om vårdcentralen bedrivs i privat eller offentlig regi. Antal listade individer på vårdcentralen I analysen av andel hyrläkare används antal listade individer på vårdcentralen som ett mått på vårdcentralens storlek och kapacitet. I analysen av antal listade individer per läkare används en linjär regressionsmodell. I analysen av andel hyrläkare konstrueras en binär utfallsvariabel som antar värdet 1 när andel hyrläkare uppgår till mer än eller lika av den totala bemanningen och värdet 0 när andel hyrläkare är lägre än av bemanningen. har genomfört en känslighetsanalys som visar att resultaten är stabila även när gränsen för stabilitet justeras i någon riktning. Resultaten presenteras i tabell 5a, 5b, 6a och 6b nedan.266 266En rad tester har genomförts för att säkerställa att resultaten är tillförlitliga. Kontroll görs för heteroskedasticitet, multikollinearitet samt Ramseys reset test för utelämnade variabler. Återigen är korrelationen mellan förväntat vårdbehov (CNI) och medelinkomsten hög, vilket kräver att dessa variabler hanteras i separata analyser. Datamaterialet har rensats från vårdcentraler som är belägna i områden med en befolkning på färre än 30 individer för att säkerställa robusta oberoende variabler. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN I tabell 5a och 5b används en linjär regressionsmodell. En marginaleffekt på 126,4 ska tolkas som att antalet listade personer per läkare i genomsnitt ökar med 127 individer om värdet på den logaritmerade oberoende variabeln stiger med en procent, under förutsättning att övriga kontrollerade variabler hålls konstanta. Tabell 5a Resultat linjär regressionsanalys, marginaleffekter för antal listade individer per läkare. Robusta standardfel inom parentes Förväntat vårdbehov, CNI, logaritmerad 126,4 (75,5)* 48,0 (11,7)*** –210,0 (43,1)*** 190,2 (69,4)*** –30,4 (107,6) Interaktion socioekonomi och glesbygd 65,4 (123,9) Antal observationer: 1 113 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 5, Tabell 5b Resultat linjär regressionsanalys, marginaleffekter för antal listade individer per läkare. Robusta standardfel inom parentes –454,5 (106,1)*** Andel > 70 år –338,4 (238,5) 55,7 (11,9)*** –179,2 (41,9)*** 144,2 (70,7)** –41,2 (106,1) Interaktion socioekonomi och glesbygd 89,3 (122,2) Antal observationer: 1 113 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 6, PRIMÄRVÅRDENS STYRNING – EFTER BEHOV ELLER EFTERFRÅGAN? Se resultatavsnittet i tillgänglighetsanalysen i bilaga 1 för en generell beskrivning av hur tabell 6a och 6b nedan tolkas. Tabell 6a Resultat linjär sannolikhetsanalys, marginaleffekter på sannolikheten för hyrläkare i bemanningen. Robusta standardfel inom parentes Förväntat vårdbehov, CNI, logaritmerad 0,138 (0,049)*** –0,033 (0,008)*** 0,00001 (4,02e-06)*** 269 –0,087 (0,033)*** –0,087 (0,044)*** 0,128 (0,087) Interaktion socioekonomi och glesbygd –0,032 (0,095) Antal observationer: 1 113 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 4, Tabell 6b Resultat linjär sannolikhetsanalys, marginaleffekter på sannolikheten för hyrläkare i bemanningen. Robusta standardfel inom parentes –0,227 (0,064)*** Andel > 70 år 0,386 (0,206)* –0,023 (0,008)*** 0,00001 (4,02e-06)*** 269 –0,072 (0,033)** –0,108 (0,046)** 0,112 (0,087) Interaktion socioekonomi och glesbygd –0,012 (0,095) Antal observationer: 1 113 *** = ** = * = . Förklaringsgrad (R2) = 5, 267Standardfelet är 0,000000402. 268Standardfelet är 0,000000402. GRANSKAR: STATEN OCH VÅRDEN Marginaleffekternas storlek bör tolkas försiktigt på grund av skevheter i datamaterialet. Som nämndes i bilaga 1 är socioekonomin framtagen för de fördefinierade områdena enligt SAMS. Dessa områden utgör dock endast en uppskattning av vårdcentralernas upptagningområde och övrensstämmer inte nödvändigtvis med de personer som listat sig vid respektive vårdcentral. Av tabell 5a kan utläsas att områden med högt förväntat vårdbehov (CNI) generellt sett har fler listade individer per läkare. Av tabell 5b framgår att områden med låg medelinkomst likaså har fler listade individer per läkare. I analyserna kontrolleras även för befolkningstäthet och där framkommer att befolkningstäta områden har fler listade individer per läkare. Detta talar för att fler listade individer per läkare inte enbart är ett glesbygdsfenomen; även vårdcentraler belägna i socioekonomiskt svaga områden i städer har fler listade individer per läkare. Vidare har privata vårdcentraler i genomsnitt färre listade individer per läkare än de offentliga vårdcentralerna. Detta kan delvis förklaras av att privata vårdcentraler oftast är mindre än offentliga. har etablering främst skett i socioekonomiskt starka områden med lågt förväntat vårdbehov, där det är lättare att rekrytera läkare. I enkät uppgav vårdcentralerna antal hyrläkare som arbetade , vilket man bör ta hänsyn till när resultaten tolkas. Knappt hälften av vårdcentralerna uppgav att de använt sig av hyrläkare just denna dag. Som presenteras i tabell 6a och 6b var sannolikheten att använda sig av hyrläkare högre i områden med högt förväntat vårdbehov (CNI), låg medelinkomst och hög andel äldre (> ).