prop · H903266 · 2022-06-28 00:00:00 — Tabell A5 Beskrivning av patienter som fick läkarintyg utfärdat –2020, sektor, andelar (procent) Statlig förvaltning/affärsverk Aktiebolag och övriga företag (ej offentligt) Övrigt, inkl. saknad Anm.: VC = Vårdcentral. Tabell A6 Beskrivning av patienter som fick läkarintyg utfärdat –2020, utbildningsinriktning, andelar (procent) Bred, generell utbildning Fysik, kemi och geovetenskap Företagsekonomi, handel och Lantbruk, trädgård, skog och fiske Socialt arbete, omsorg och Teknik och teknisk industri Anm.: VC = Vårdcentral. Användningen av hyrläkare i I diagram B1−B3 beskrivs användningen av hyrläkare inom den i offentlig regi drivna primärvården i län . I diagram B1 framgår att kostnaderna för inhyrda läkare ökat successivt , då utgifterna uppgick till cirka 5 miljoner per kvartal eller av de totala utgifterna för läkare, till omkring 35 miljoner per kvartal eller 10–av läkarkostnaderna 2019. En svag nedgång i användningen av inhyrda läkare kan emellertid konstateras –2016. I diagram B2 framgår att ökningen i användningen av hyrläkare går hand i hand med en ökning av sjukpenningtalet i , liksom i antalet registrerade vårdbesök. Visserligen krävs ett besök hos läkaren för att bli sjukskriven längre än i , men ökningen av sjukfrånvaron har sannolikt andra orsaker.165 Noterbart är den kraftiga ökningen av antalet vårdbesök . Den kan nästan uteslutande förklaras av en ökning av antalet vårdbesök via brev, men i viss mån även telefon.166 I diagram B3, avslutningsvis, redovisas sjukpenningtal, antal läkarbesök och andel hyrläkarkostnader som ett genomsnitt –2019 i de olika skånska kommunerna. Intressant att notera är att andelen hyrläkare inte uppvisar något samband med varken antalet läkarbesök eller sjukpenningtalet. Detta antyder att det inte är befolkningens hälsa som driver användningen av hyrläkare, utan andra saker. 165Som redovisades i kapitel 1 kan en stor del av ökningen sannolikt härledas till förändringar i regler och tillämpning i sjukförsäkringen. 166Om endast fysiska vårdbesök i form av nya besök och återbesök räknas in är utvecklingen av antalet vårdbesök relativt stabil över tiden. Diagram B1 Utveckling av hyrläkarkostnader i län per kvartal 2007—2019, samt som andel av de totala utgifterna för läkare Andel utgifter för hyrläkare (av totala utgifterna för läkare) Källa: Administrativa uppgifter hämtade från . Diagram B2 Utveckling av antalet läkarbesök, sjukpenningtal och andelen hyrläkarkostnader i län per kvartal 2008—2018 Antal läkarbesök (vänster axel) Procent hyrläkare inom primärvård, ej privat (höger axel) Sjukpenningtalet (höger axel) Källa: Administrativa uppgifter hämtade från (hyrläkarkostnader) samt uppgifter från hemsida (sjukpenningtal) och vårdregister (läkarbesök). Diagram B3 Sjukpenningtal (genomsnitt 2007–2019), läkarbesök per invånare (genomsnitt 2008–2017), och andel hyrläkarkostnader (genomsnitt av totala personalkostnader, 2008–2017) per kommun i (12 870) (19 174) (19 226) (36 628) (31 705) (124 935) (22 229) (24 834) (26 942) (15 007) (344 166) (13 617) (10 280) (33 793) (15 631) (25 396) (45 440) (147 734) (30 541) (46 090) (85 747) (14 268) (19 112) (15 889) (16 713) (15 940) (13 208) (7 492) (42 476) (52 145) (15 715) Klippan (17 756) (15 128) Sjukpenningtal (2007-2019) Läkarbesök per invånare (2008-2017) Andel hyrläkare (2008-2017) Källa: Administrativa uppgifter hämtade från (hyrläkarkostnader) samt uppgifter från hemsida (sjukpenningtal) och vårdregister (läkarbesök). Vilka patienter löper en förhöjd risk att träffa en hyrläkare? I tabell B1 (i bilaga B) beskrivs patienterna bakom de genomförda läkarbesöken i i mer detalj. Noterbart är att framställningen är baserad på läkarbesök som minsta enhet varför patienter som gjort flera läkarbesök, och som kan förväntas ha sämre hälsa, ges en större tyngd. En jämförelse görs mellan patienter som besökt en läkare där sannolikheten att träffa en hyrläkare varit hög respektive låg. Indelningen baseras på hur stor andel av läkarkostnaderna för en vårdcentral under en viss månad som kan härledas till hyrläkare, och om andelen är högre än definieras det här som att sannolikheten är hög medan låg sannolikhet definieras som eller lägre.167 Uppgifterna har samlats in från administrativa system. Jämförelsen visar framför allt på stora likheter, men också vissa olikheter. Skillnader återfinns såtillvida att gruppen med hög sannolikhet för att träffa en hyrläkare i genomsnitt har lägre utbildning, exempelvis har en tydligt lägre andel eftergymnasial utbildning, och de patienterna är i högre utsträckning bosatta i en mindre kommun. I övrigt kan endast mindre skillnader konstateras när det gäller exempelvis könsfördelning, ålder, inkomster och inte minst, olika mått på hälsa. 167Tröskelvärdet har valts för att skapa en så tydlig skillnad i ”behandling”, det vill säga i sannolikhet för att träffa en hyrläkare, som möjligt. Att av en vårdenhets personalkostnader för läkare under ett visst kvartal går till hyrläkare är relativt ovanligt. I början på mätperioden (2007–2008) var det bara 1–2 vårdenheter som uppfyllde det villkoret av totalt omkring 90 vårdenheter. I takt med att användningen av hyrläkare ökar, ökar också antalet som når . I slutet på mätperioden (2015–2017) uppgick antalet till drygt 10 vissa kvartal. Resultaten är inte känsliga för val av tröskelvärde; om gränsen i stället gått vid hade resultaten blivit kvalitativt desamma. Tabell B1 Beskrivning av patienter som besökt läkare där sannolikheten var hög (> , beräknat som totala kostnader för hyrläkare / totala läkarkostnader) respektive låg (≤ ) för att träffa en hyrläkare, 2007–2017. Andel, standardavvikelse inom parentes Hyrläkarkvot (totala kostnader för hyrläkare/totala läkarkostnader) (0,06) (0,09) (12,7) (12,7) Pensionsgrundande inkomst () (166,7) (187,1) Psykiska sjukdomar m.m. (F) Sjukdomar i muskuloskeletala systemet m.m. (M) Andningsorganens sjukdomar (J) (73,9) (72,1) (15,0) (14,5) Läkemedel (dygnsdoser) (1 131,5) (1 029,0) (6,6) (6,8) (110 338) (128 427) För att testa i vad mån framväxten av hyrläkare inom primärvården varit en konsekvens av en ökad efterfrågan på vård i befolkningen, skattas denna ekvation: ℎ����ä�������������−(����−1) = ∆ℎä����å��(����−1)−(����−2) + ������������ + ��å������������, där förändringar i användningen av hyrläkare på vårdcentral i mellan kvartal t och kvartal t-1 är en funktion av förändringar i ett hälsomått mellan kvartal t-1 och t-2. Under förutsättning att framväxten av hyrläkare är resultatet av en ökad efterfrågan på vård skulle vi förvänta oss ett statistiskt säkerställt positivt samband mellan det använda hälsomåttet och hyrläkarkvoten. I tabell C1 redovisas resultaten i form av p-värden från skattningar där olika mått på hälsa använts. P-värdet fångar styrkan i sambandet mellan förändringar i hälsomåttet och förekomsten av hyrläkare, och ett värde under 0,05 säger att sambandet är statistiskt säkerställt. Resultaten visar att inget hälsomått har ett statistiskt säkerställt samband med användningen av hyrläkare. Tabell C1 Resultat av analyser av sambandet mellan förändringar av förekomsten hyrläkare och förändringar i olika hälsomått, 2007–2018, p-värden Läkemedel (dygnsdoser) Anm.: Resultat från skattningar med WLS (weighted least squares) av sjukskrivning som en funktion av en dummyvariabel som indikerar att hyrläkarkostnaderna, som andel av de totala läkarkostnaderna, överstiger 0,4 samt bakomliggande kontrollvariabler. Antal observationer (vårdenheter • kvartal): 4 016. Standardfel klustrade på vårdenhetsnivå. Resultaten har viktats för antalet läkarbesök på vårdcentraler och för kvartal. Tabell C2 Effekter av förekomsten av hyrläkare på antalet sjukskrivningsdagar för olika delpopulationer, sjukskrivna -26,5** (12,1) -15,4** (7,3) Ålder, < 46 år -9,8 (8,2) Ålder, ≥ 46 år -26,8*** (8,5) -14,5** (7,0) -27,1* (14,2) -25,9*** (9,7) Pensionsgrundande inkomst, ≥ -11,2 (9,4) -32,2*** (10,7) -20,6* (11,3) -6,0 (10,5) Psykiska sjukdomar m.m. (F) -26,4*** (9,7) -10,5 systemet m.m. (M) (14,2) Andningsorganens sjukdomar (J) -12,3 (12,9) -15,4** (7,9) -23,6** (10,3) Antal vårdbesök under det senaste -18,5** året, < 21 (8,2) Antal vårdbesök under det senaste -19,1** året, ≥ 21 (9,4) Anm.: Resultat från skattningar med WLS (weighted least squares) av sjukskrivning som en funktion av en dummyvariabel som indikerar att hyrläkarkostnaderna, som andel av de totala läkarkostnaderna, överstiger 0,4 samt bakomliggande kontrollvariabler. Antal observationer (vårdcentral och kvartal): 4 016. Skattningarna avser perioden –2017. Standardfel klustrade på vårdenhetsnivå. Resultaten har viktats för antalet läkarbesök på vårdcentraler och för kvartal. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10-/5-/1-procentsnivån. Tabell C3 Effekter av hyrläkare på olika hälsomått 2007—2017, uppföljningsperiod -1,1 -82,9 (1,1) (70,7) (1,0) (0,0) -0,6*** -36,1* (0,2) (19,2) (0,1) (0,0) Anm.: Resultat från skattningar med WLS (weighted least squares) av olika hälsomått som en funktion av en dummyvariabel som indikerar att hyrläkarkostnaderna, som andel av de totala läkarkostnaderna, överstiger 0,4 samt bakomliggande kontrollvariabler. De redovisade estimaten och standardfelen är approximationer baserade på dessa skattningar. Standardfel klustrade på vårdenhetsnivå. Antal observationer (vårdenheter • kvartal): 3 959, antal kluster (vårdenheter): 161. Resultaten har viktats avseende antalet läkarbesök på en vårdenhet under ett visst kvartal. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10-/5-/1-procentsnivån. Test av resultatens validitet Resultatens tillförlitlighet har prövats på olika sätt. För det första har det konstaterats att ingenting tyder på att framväxten av hyrläkare inom primärvården skulle hänga samman med förändringar i hälsa eller behov av vård och sjukskrivning. Detta talar för att patienter som träffade en hyrläkare kontra en fast anställd läkare eller vid olika vårdcentraler har jämförbar hälsa i genomsnitt. Därutöver har det konstaterats att resultaten inte påverkas i nämnvärd utsträckning av justering för en mängd bakomliggande information om patienternas livs- och arbetssituation. Detta talar ytterligare för att sannolikheten för att träffa en hyrläkare inte är systematiskt förknippad med sämre eller bättre livs- eller arbetssituation. Resultaten från huvudanalysen bygger på regressionsmodeller. Dessa modeller kan vara känsliga för att fördelningen av de bakomliggande faktorerna skiljer sig åt mellan de två grupperna. För att undersöka om resultaten är känsliga för modellanataganden används en alternativ ansats till den ovan valda, en så kallad matchningsansats. I denna ansats identifieras för varje patient med en relativt hög sannolikhet för att träffa en hyrläkare (0,4, se ovan) en patient med relativt låg sannolikhet för att träffa en hyrläkare. Patienterna i dessa grupper (hög respektive låg) är efter matchning att betrakta som tvillingar i så måtto att de i princip är identiska med avseende på egenskaper och förutsättningar med betydelse för risken för framtida sjukfrånvaro. Noterbart är att vi i matchningsansatsen utnyttjar den skillnad som finns mellan patienter på olika vårdcentraler i sannolikheten för att träffa en hyrläkare, snarare än den variation som finns mellan patienter på olika vårdcentraler . I tabell C4 (bilaga C) redovisas effekterna av hyrläkare på ett flertal hälsoutfall med utgångspunkt i matchningsansatsen. Resultaten med avseende på vårt huvudsakliga utfall, sjukfrånvaro, går i samma riktning som i huvudanalysen: Hyrläkare förefaller ha en dämpande inverkan på sjukfrånvaron för patienter som redan är sjukskrivna, och ingen effekt alls för dem som inte är sjukskrivna. Noterbart är att den statistiskt säkerställda negativa effekten för sjukskrivna är i samma storleksordning som i huvudanalysen, drygt 12 dagars mindre sjukfrånvaro under . Värt att notera är också att vi i matchningen för sjukskrivna inte behöver inkludera uppgifter om tidigare sjukfrånvaro, som kan förväntas vara en stark prediktor för framtida sjukfrånvaro. När matchning skett på bland annat ålder, utbildningsnivå och tidigare inkomster samt mått som fångar individens hälsa, uppnås balans mellan grupperna även när det gäller tidigare sjukfrånvaro. Att inte explicit behöva matcha på den centrala utfallsvariabeln stärker resultatens trovärdighet. Avslutningsvis har även en tredje analysansats prövats för att mäta effekterna av hyrläkare. Om patienter med en relativt hög sannolikhet för att träffa en hyrläkare på ett systematiskt sätt skiljer sig från dem med en relativt låg sannolikhet för att träffa en hyrläkare, med avseende på faktorer som inte fångas upp i tillgängliga data, så som matchningsansatsen och regressionsansatsen förutsätter, riskerar resultaten att snedvridas. Genom att utnyttja den variation som uppstår då patienter med upprepade läkarbesök möter olika sannolikhet för att träffa en hyrläkare vid olika vårdtillfällen, kan dessa icke-observerade skillnader beaktas i analysen.168 Resultaten från denna analys är helt i linje med både huvudresultaten och matchningsresultaten. För dem som inte var sjukskrivna återfinns ingen effekt på efterföljande sjukfrånvaro, och för dem som var sjukskrivna vid läkarbesöket ses en statistiskt säkerställd minskning med 16,4 (st.fel = 3,9) dagar.169 168Notera att denna analys därmed avgränsas till patienter med fler än ett läkarbesök . 169Estimatet vid skattning av fullt specificerad modell för ej sjukskrivna är -0,10 (0,18). Detaljer om denna analys kan fås på begäran från projektledaren. Tabell C4 Effekter av hyrläkare, 1–1-matchning, uppföljningsperiod Dagar i Död – 1 år -12,2** -0,5 -8,4 -0,2 (5,1) (1,1) (73,2) (0,5) (0,0) -0,5** 0,1* (0,5) (0,2) (18,4) (0,1) (0,0) Anm.: Resultat från 1-1 propensity score-skattningar där en dummyvariabel som indikerar att hyrläkarkostnaderna, som andel av de totala läkarkostnaderna, överstiger 0,4 samt bakomliggande kontrollvariabler. De redovisade estimaten och standardfelen är approximationer baserade på dessa skattningar. Sjukskrivna, antal läkarbesök: 58 444, antal individer: 25 650, p > chi2 (test av balans på alla variabler): 0,812, första steget: 0,43 (0,00). Ej sjukskrivna, antal läkarbesök: 436 766, antal individer: 199 606, p > chi2 (test av balans på alla variabler): 0,49, första steget: 0,44 (0,00). Standardfel klustrade på individnivå. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10-/5-/1-procentsnivån. Tabell D1 Sammanställning av svar från läkarintygsgranskning, angivna uppgifter i intyget (4,1) (7,2) -16,5*** (3,4) -17,9*** (4,0) planerad/pågående? Har läkaren angett någon -5,8** åtgärd som skulle kunna (2,8) -11,8*** vara nedsatt under längre (2,1) tid än det som de -2,9** (1,4) Prognos för återgång i (3,5) Anm.: Antal granskade intyg: 606. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10-/5-/1- procentsnivån. Tabell D2 Resultat från läkarintygsgranskning, granskarens bedömning, urval avgränsat till dem som fått utbetalning av sjukpenning Framgår det att sjukdom (3,9) (2,2) -22,5*** (6,2) -19,3*** krav i arbete? (5,7) Framgår det vad som är -11,7** (5,5) bedömning och vad som är uppgifter som ligger till grund för den? Framgår det om läkaren -22,6*** (6,2) Är det tillräckligt med en 21,4*** WEB-kontakt för det som (5,7) framkommer i intyget? Anm.: Antal granskade intyg: 284. */**/*** indikerar statistisk signifikans på 10-/5-/1- procentsnivån. Den kraftigt ökande förekomsten av digitala läkarbesök och så kallade hyrläkare inom primärvården kan försämra möjligheterna att bedöma patientens arbetsförmåga vilket i sin tur riskerar att leda till ökade kostnader för sjukförsäkringssystemet. har därför granskat om kontrollfunktionen i sjukskrivningsprocessen fungerar effektivt, och om och regeringen har hanterat riskerna för försämrade möjligheter att bedöma arbetsförmåga och därav ökade kostnader. övergripande slutsats är att det finns tecken på brister i Denna slutsats bygger dels på att det finns frågetecken kring i vad mån följer upp bristfälliga läkarintyg, i synnerhet om de är baserade på ett digitalt läkarbesök, dels på att regeringen och berörda myndigheter inte i tillräcklig utsträckning beaktat riskerna och heller inte tagit initiativ till att utvärdera konsekvenserna av förändringarna inom primärvården på sjukfrånvaron. bedömer att de totala utgifterna för sjukförsäkringen har påverkats i förhållandevis liten utsträckning. Emellertid riskerar bristerna få negativa konsekvenser för effektivitet och likformighet eftersom antalet läkarintyg som är baserade på digitala läkarbesök förväntas öka. rekommenderar därför regeringen att ta initiativ till framtagande av nationella riktlinjer kring utfärdande av läkarintyg baserade på digitala läkarbesök. Box 6181, 102 33 Utdrag ur protokoll vid regeringssammanträde Närvarande: statsminister , ordförande, och statsråden , , Shekarabi, Ygeman, , , , , , , , , Farmanbar, Karkiainen Regeringen beslutar skrivelse om digitala läkarbesök och hyrläkare i sjukskrivningsprocessen