DELRAPPORT 2B: VILKEN BETYDELSE HAR CNI-ERSÄTTNING FÖR ETABLERING AV PRIVATA VÅRDCENTRALER?

Transkript

1 DELRAPPORT 2B: VILKEN BETYDELSE HAR CNI-ERSÄTTNING FÖR ETABLERING AV PRIVATA VÅRDCENTRALER? 1

2 Förord Utvärdering av hälsoval i primärvården respektive vårdval inom specialistvården i Region Skåne Region Skåne har efterfrågat en bred och oberoende utvärdering av hälsoval inom primärvården respektive vårdval inom hud- och ögonsjukvård (exklusive katarakter) samt ersättningsmodell inom vårdval för LARO (Läkemedels Assisterad Rehabilitering vid Opiatberoende). Rådet för Kommunalekonomisk forskning och utbildning (KEFU) har åtagit sig uppdraget som kommer att genomföras i flera steg med avrapportering i olika delar. Inom ramen för projektet används både forskare knutna till Ekonomihögskolan, Lunds universitet respektive konsulter så att den kompetens och kapacitet som krävs för genomförandet av projektets olika delar kan uppnås. Uppdraget genomförs i fyra steg med separata delrapporter. I en första delrapport (september 2015) redovisades resultat från en uppföljning av vårdval inom hudsjukvård och ögonsjukvård (exklusive katarakter). I en andra delrapport (november 2015) redovisas utvärdering av CNIersättningens konsekvenser, särskilt inom vårdval av BVC (delrapport 2a) men även avseende vårdcentraler (delrapport 2b). I en tredje delrapport (november 2015) analyseras ersättningsmodellen inom vårdval för LARO (Läkemedels Assisterad Rehabilitering vid Opiatberoende). I en fjärde slutrapport (april 2016) redovisas utvärdering av hälsovalet inom primärvården, särskilt vårdcentraler, med fokus på erfarenheter, evidens enligt tidigare studier och utvecklingsmöjligheter. I denna delrapport redovisas en studie av CNI-ersättningens betydelse för beslut om etablering av vårdcentraler. Studien har genomförts av Margareta Dackehag, Nationalekonomiska institutionen, Lunds universitet, Jens Dietrichson, SFI The Danish National Centre for Social Research samt Anders Anell, Ekonomihögskolan, Lunds universitet. I rapporten lämnas inga rekommendationer eller förslag på utvecklingsarbeten, till skillnad från tidigare delrapporter inom projektet. Rapportens slutsatser används istället som underlag för genomförandet av uppdragets fjärde delrapport om utvärdering av hälsovalet inom primärvården. Lund den 9 november 2015 Anders Anell Projektansvarig KEFU 2

3 INNEHÅLL Sammanfattning och slutsatser... 4 KAPITEL INTRODUKTION INLEDNING ANALYSENS SYFTE KAPITEL CNI-ERSÄTTNING OCH ETABLERING VÅRDVAL OCH INTRÄDE DATA METOD RESULTAT REFERENSER

4 Sammanfattning och slutsatser Bakgrund och syfte Under perioden 2007 till 2010 införde Sveriges landsting vårdvalssystem inom primärvården. Syftet var bl.a. att öka valfriheten för patienten och förbättra vårdkvalitet och tillgänglighet genom att införa konkurrens mellan vårdcentralerna om var patienterna kunde lista sig. I samband med vårdvalet införde landstingen i varierande grad en behovsjustering i vårdcentralernas ersättning enligt Care Need Index, CNI respektive Adjusted Clinical Group, ACG. CNI mäter förväntat vårdbehov utifrån socioekonomiska och demografiska faktorer medan ACG mäter sjukdomsbörda utifrån registrerade diagnoser. Rapporten syftar till att undersöka betydelsen av CNI-ersättningen för etableringen av privata vårdcentraler. I synnerhet studeras hur CNIersättningen påverkar etableringen av privata vårdcentraler i områden med hög CNI. Som del av studien analyseras också hur andra faktorer, såsom uppdragets bredd och kostnadsansvar för läkemedel, påverkar förekomsten av privata etableringar. För att besvara studiens frågeställningar är det inte tillräckligt att utgå från data och förhållanden i Region Skåne. Studien hämtar istället data och underlag från samtliga landsting, vilket innebär att det finns tillräcklig variation i ersättningsprinciper och förutsättningar för att studera CNIersättningens betydelse. Som komplement till studiens statistiska analys med data från samtliga landsting görs en deskriptiv jämförelse av utvecklingen i Region Skåne i jämförelse med Västra Götalandsregionen respektive Stockholm. Metod och data Frågeställningarna besvaras med hjälp av regressionsanalys, som används för att hitta generella mönster i etableringen av vårdcentraler. De skattade sambanden kan sägas gälla för ett genomsnittligt område men inte nödvändigtvis för ett enskilt landsting eller delar av ett landsting. Analysenheten utgörs av SAMS-områden (Small Areas for Market Statistics) som bygger på kommunernas delområden (NYKO) i de större kommunerna och på valdistrikt i de mindre kommunerna. Det finns ca SAMS-områden i Sverige. Analyserna bygger på information från ett unikt nationellt datamaterial på vårdcentraler i alla landsting och regioner åren Vårdcentralregistret kopplas ihop med information om SAMS-områdena, för 4

5 vilka vi låtit beräkna årliga CNI-värden. Analysen tar också hänsyn till faktorer på kommunnivå. För varje landsting finns även information om vårdvalssystemets etableringsvillkor för vårdgivare, inklusive indikatorer på ersättning enligt CNI och ACG. Medelvärdet för CNI i SAMS-områdena är 1,09 år 2013 och tjänar som utgångspunkt för vår definition av högt CNI. Områden med ett CNI-värde över (under) 1,0 år 2013 kategoriseras som områden med relativt sett högt (lågt) CNI. Hur påverkar etableringsvillkoren privata etableringar? Vi finner generellt svaga indikationer på att etableringsvillkor i form av ett brett eller smalt uppdrag, hög eller lägre andel fast ersättning eller kostnadsansvar för läkemedel på vårdcentralsnivå påverkar volymen privata etableringar. Sambandet mellan de flesta etableringsvillkor och förekomsten av privata vårdcentraler visar sig inte vara stabilt. Möjligen finns en tendens till att ett brett uppdrag leder till minskat intresse för etableringar. Resultatet ska inte tolkas som att etableringsvillkoren inte har någon effekt på volymen privata etableringar. Det kan vara så att variationen mellan landstingen och över tid är för liten för att eventuella samband mellan variabler ska kunna preciseras. Hur påverkar CNI-ersättningen privata etableringar? Vi ser tydliga indikationer på att CNI-ersättningen ökar antalet privata etableringar i områden med relativt högt CNI (> 1,0) jämfört med områden med relativt lågt CNI (< 1,0). De olika skattningar som gjorts visar stabila resultat som är signifikanta på enprocentsnivån. Däremot ger CNI-ersättningen ingen signifikant extra effekt i termer av totalt sett fler etablerade privata vårdcentraler. CNI-ersättning ger således en omfördelning av nya etableringar av vårdcentraler inom landstingen; från områden med relativt lågt CNI till områden med relativt högt CNI. En förklaring till skillnaderna i antalet privata vårdcentraler skulle kunna vara att landsting som inte ersätter enligt CNI istället etablerar offentliga vårdcentraler i områden med högt CNI. Detta verkar dock inte vara fallet. Effekten är visserligen något lägre men fortsatt signifikant på enprocentsnivån när vi använder det totala antalet vårdcentraler (både privat och offentlig regi) som utfallsvariabel. Med en flexibel definition av högt CNI finner vi indikationer på att en CNIersättning ökar antalet privata vårdcentraler i SAMS-områden med CNI mellan 1,0 och 1,8 medan effekten är noll eller åtminstone väldigt liten i 5

6 områden med högre (och lägre) CNI. Detta är dock en genomsnittlig effekt för alla landsting som ersätter enligt CNI och inte en effekt som nödvändigtvis gäller i enskilda landsting. Beroende på hur CNI-ersättningen utformas och hur stor ersättningen är kan effekterna i enskilda landsting variera. Vi finner också indikationer på att ACG-ersättningen inte bidrar till att privata vårdcentraler etablerar sig i områden med relativt högt CNI (> 1,0). Baserat på analyser av data från Skåne är ACG och CNI signifikant negativt korrelerade, dvs. vårdcentraler med listade patienter som ger ett relativt högt CNI tenderar att ha ett relativt lågt värde på ACG. Om samma samband finns i andra landsting kan detta vara en möjlig förklaring till resultatet. Jämförelse mellan Region Skåne, Västra Götalandsregionen och Stockholm Den tänkbara betydelsen av olika utformning och nivå på CNI-ersättningen framgår av vår deskriptiva jämförelse av utvecklingen i Region Skåne, Västra Götalandsregionen (VGR) och Stockholms läns landsting. Både Skåne och VGR har CNI-ersättning till vårdcentraler, vilket Stockholm inte har haft. Västra Götalandsregionen ger en extra (fast) ersättning till vårdcentraler som har ett CNI-värde över 2,5. Region Skåne använder istället CNI som en generell faktor som bestämmer kapiteringen till varje vårdcentral. Vår jämförelse visar att Skåne har det högsta genomsnittliga antalet vårdcentraler per invånare medan Stockholm har högsta antalet privata vårdcentraler per invånare VGR har däremot flest antal vårdcentraler per invånare i områden med CNI över 2,0 samma år. Det har också skett en större ökning av antalet vårdcentraler i områden med hög CNI i Skåne och VGR än i Stockholm under den studerade perioden och denna ökning verkar drivas av fler privata etableringar i dessa områden. VGR har framförallt en ökning av antalet vårdcentraler i områden med mycket högt CNI (> 2,0) vilket inte är fallet för Skåne. Resultaten indikerar att CNI-ersättningens utformning skulle kunna ha stor betydelse för utfallet, men vi har ingen möjlighet att testa denna hypotes med liknande metoder som för våra skattningar baserade på nationella data. De skilda utfallen i Region Skåne och VGR kan även förklaras av andra faktorer. 6

7 KAPITEL 1 INTRODUKTION 1.1 INLEDNING Med vårdvalets införande skapades en etableringsfrihet för privata mottagningar i primärvården i den utsträckning landstingens villkor och krav på verksamheten accepterades. Huruvida och var nyetableringar sker är i högsta grad ett strategiskt val från de privata vårdgivarnas sida och beror bl.a. på hur höga inträdeshindren är och möjligheterna till god lönsamhet. Genom utformning av villkor och ersättningsprinciper kan landstingen försöka påverka etableringar så att de sker i överensstämmelse med målsättningar om en jämlik vård. En möjlighet att påverka var privata vårdcentraler etablerar sig är att justera den fasta ersättningen per listad individ efter skillnader i behov. En sådan behovseller riskjusterad ersättning är i sig ingen nyhet bland landsting och regioner. Parallellt med införandet av vårdval ser vi emellertid en allmän trend mot mer sofistikerade sätt att kompensera vårdgivarna för patienter med större behov genom framförallt Care Need Index (CNI) och Adjusted Clinical Group (ACG). ACG mäter sjukdomsbörda utifrån registrerade diagnoser hos individer i en befolkning och delar in individerna i grupper baserade på antalet diagnoser och sjukdomsgrad. CNI skattar istället förväntat vårdbehov i en befolkning utifrån socioekonomiska och demografiska faktorer. Med en justerad ersättning utifrån dessa faktorer kan landstingen motverka att vårdgivare etablerar sig i områden med lågt (förväntat) vårdbehov för att öka sin lönsamhet (s.k. cream skimming). Generellt sett visar flertalet tidigare studier att en hög andel fast ersättning (kapitering) genererar drivkrafter att underbehandla medan en hög andel rörlig ersättning (fee-for-service), t.ex. besöksersättning, tvärtom genererar drivkrafter att överbehandla patienter (se t.ex. Ellis och McGuire 1986). I den mån socioekonomiska faktorer som låg inkomst och kort utbildning är förknippade med större vårdbehov (och därmed högre kostnader) kan därför en enkel kapitering utan behovsjustering bidra till socioekonomiska skillnader i vårdutnyttjandet (se Hennig-Schmidt m.fl. 2011). Det finns förhållandevis stor variation mellan landsting beträffande användningen av olika justeringsmått och när de infördes, se Tabell 1. Region Skåne och Västra Götalandsregionen var först med att introducera CNI i kombination med ACG Majoriteten av landstingen har justerat 7

8 kapiteringen enligt CNI sedan vårdvalsystemets introduktion, medan justering utifrån ACG i flera fall tillkommit. Fem landsting - Blekinge, Gotland, Halland, Uppsala och Stockholm tillämpade år 2015 en enklare modell med justering enbart utifrån ålder. Östergötland har infört en modell med inkomstbaserad justering medan Västerbotten justerar ersättningen utifrån en bedömning av omfattande vårdbehov. Tabell 1. Typ av behovsjustering i kapiteringen år 2015 samt introduktionsår per landsting/region. Landsting/Region CNI ACG År för introduktion av CNI/ACG Blekinge Dalarna Gotland Gävleborg Halland Jämtland Jönköping Kalmar Kronoberg Norrbotten Skåne Stockholm Sörmland Uppsala Värmland Västerbotten Västernorrland Västmanland Västra Götaland Örebro Östergötland Not: Blekinge, Gotland, Halland, Uppsala och Stockholm tillämpar "traditionell" kapitering baserad på ålder/kön. Östergötland tillämpar riskjustering baserad på inkomst sedan Västerbotten riskjusterar baserat på "särskilt vårdbehov" sedan Det finns också en variation mellan landstingen och över tid beträffande CNImåttets betydelse för ersättningen. Allmänt sett har landsting som infört CNI för justering av ersättningen behållit eller ökat måttets betydelse över tid. Kalmar har den största CNI-viktningen på över 30 procent. I Region Skåne avgörs 20 8

9 procent av kapiteringen utifrån CNI och man tillhör därmed den grupp av landsting som ger CNI störst betydelse. Minst betydelse, med vikten 5 procent, spelar CNI för den fasta ersättningen per listad invånare i Gävleborg. Tre landsting - Örebro, Västra Götalandsregionen och Värmland - låter CNI påverka ersättningen först efter ett visst tröskelvärde, som varierar mellan landstingen. Tidigare studier av svensk primärvård har undersökt betydelsen av olika etableringsvillkor i samband med införande av vårdval, såsom andelen fast ersättning och skilda listningsprinciper (t.ex. Lundvall 2010, Lundvall m.fl. 2011, Myndigheten för Vårdanalys 2014, Glenngård m.fl. 2011). Riksrevisionen (2014) har också analyserat sambandet mellan etableringar av vårdcentraler och befolkningens sammansättning. Däremot finns inga tidigare studier av hur en behovsjusterad ersättning påverkar etableringen av privata mottagningar, vilket studeras i denna rapport. Frågor om behovsjusteringens eventuella effekter på etableringar (och i förlängningen vårdutbud) är angelägna av flera skäl. För det första finns en bred politisk uppslutning kring målsättningen att vårdresurserna ska fördelas jämlikt efter behov. Samtidigt visar tidigare forskning att det finns kvarstående socioekonomiska ojämlikheter i tillgången på vård i såväl Sverige som i andra länder. 1 För det andra finns farhågor om att införandet av vårdval i primärvården kan ha ökat ojämlikheterna i tillgången på vård. Det är också utifrån sådana farhågor som bl.a. Region Skåne infört en behovsjusterad ersättning till vårdcentraler. Båda dessa skäl innebär att studier som analyserar vilka konsekvenser som behovsjusteringen faktiskt får är angelägna. Det finns naturligtvis flera orsaker till varför vårdens kvantitet och kvalitet varierar med socioekonomiska faktorer bland individer. Ojämlikhet i vård kan bero på att grupper med högre inkomst och utbildning söker mer vård eftersom de har högre efterfrågan på hälsa (Grossman 1972, Wagstaff 2006). Andra faktorer handlar om olika tillgång på vård (Anell m.fl. 2012). Det är dels en privatekonomisk fråga, att ha råd med patientavgifter och läkemedel, och dels en geografisk fråga, att ha nära till vårdgivare. I storstadsområden är utbudet av vårdgivare stort och inkomstnivån högre än på landsbygden. Skillnaderna kan också vara relaterade till hur individen uppfattar information om sin hälsa och behandlingar, vilket i sin tur kan påverka följsamheten till läkarens ordination (se t.ex. Osterberg och Blaschke 2005). En av flera faktorer som kan påverka graden av ojämlikhet är vårdgivarnas ersättning. Det är också en faktor som landstingen kan ändra och påverka på ett förhållandevis enkelt sätt, vilket inte är fallet för många av de andra faktorerna som påverkar utbud och efterfrågan på vård. 1 Givet samma hälsonivå, tenderar individer med högre inkomst och utbildning att göra fler läkarbesök och få mer specialistvård (Sutton m.fl. 2002, van Doorslaer m.fl och 2006, Devaux 2015) samt använda mer läkemedel (Nordin m.fl. 2013) jämfört med individer med lägre inkomst och utbildning. Brekke m.fl. (2015) finner utifrån norska data att patienter med låg inkomst får kortare konsultationer och färre medicinska test. Dahrouge m.fl. (2013) observerar ett liknande mönster för Kanada. 9

10 1.2 ANALYSENS SYFTE Rapporten studerar sambandet mellan nyetablering av privata vårdgivare och etableringsvillkoren i landstingens vårdvalssystem. Vi fokuserar särskilt på betydelsen av CNI-ersättningen och hur den påverkar etableringen av privata vårdcentraler i områden med högt CNI i förhållande till områden med lågt CNI. Analysen bygger på ett unikt, nationellt datamaterial som omfattar alla vårdcentraler i Sveriges landsting och regioner I en deskriptiv jämförelse studeras dessutom utvecklingen av privata mottagningar i områden med olika CNI i Region Skåne, Västra Götalandsregionen och Stockholm. 10

11 KAPITEL 2 CNI-ERSÄTTNING OCH ETABLERING 2.1 VÅRDVAL OCH INTRÄDE Konkurrensverket har i flera rapporter (t.ex. Lundvall 2010, Lundvall m.fl och Jönsson m.fl. 2012) utvärderat vårdvalssystemens utformning och betydelsen för nyetableringar av vårdcentraler och konkurrens i primärvården. Resultaten från sambandsanalyser på data från alla landsting visar bl.a. ett samband mellan listningsprincip och antalet nyetableringar, mätt som antalet privata vårdenheter etablerade efter vårdvalets introduktion per invånare. Ju lättare det är för nyetablerade vårdcentraler att få ett patientunderlag, t.ex. genom passiv listning av patienter för såväl etablerade som nyetablerade vid införandet av vårdval, desto fler inträden. Andelen fast ersättning uppvisar däremot i genomsnitt inget statistiskt signifikant samband med antalet nyetableringar. Auktoriseringskrav ger olika indikationer - krav på personalkompetens (som innebär krav på en viss bredd i verksamheten) inverkar negativt på nyetableringar medan krav på anslutning till administrativa system inverkar positivt. Analysen visar också på ett positivt samband mellan antalet vårdbesök (per 1000 invånare) och antal nyetableringar, ett resultat som pekar på efterfrågans betydelse för inträde. Lundvall m.fl. (2011) observerar att nyetablerade privata vårdcentraler i genomsnitt har färre listade patienter än redan etablerade (offentliga och privata) vårdcentraler och har svårare att attrahera patienter. Detta kan tolkas som symptom på tröghet på marknaden som i sin tur skulle kunna förklaras av etablerade vårdcentralens möjlighet att agera först och knyta patienterna närmare sig när införandet av vårdval annonserades. En kompletterande förklaring presenteras i Glenngård m.fl. (2011) som utifrån enkätundersökning bland invånare i Halland, Västra Götalandsregionen och Skåne observerar att invånarna är passiva i sitt sätt att söka information och tenderar att söka vård hos vårdgivare de känner till sedan tidigare. Detta trots att man är medvetna om möjligheten att välja vårdcentral och själva tycker att man gjort ett aktivt val. En senare enkätundersökning som inkluderar samtliga landsting finner liknande resultat (Myndigheten för vårdanalys, 2013). 11

12 2.2 DATA Vår analys baseras på ett eget vårdcentralsregister som är unikt för Sverige. 2 Registret innehåller uppgifter om vårdcentraler verksamma från 2005 till 2013 i Sveriges alla landsting och regioner, start- och slutdatum, ägandeform, huruvida de deltar i vårdvalet, adress och koordinater, samt kommun- och länstillhörighet. Registret bygger delvis på information från en nationell kartläggning av Omvård.se över vårdcentraler i privat och offentlig drift före och efter vårdvalets introduktion. För tiden före vårdvalet har registret kompletterats med information från Förteckningar över primärvårdsanläggningar utgiven av Hälsooch sjukvårdsinformation, HSI. För ytterligare data på start- och slutdatum etc. har det också fordrats ett stort antal kontakter med ansvariga personer på regioner och landsting, kedjor av vårdcentraler och enskilda vårdcentraler. För ett fåtal vårdcentraler har det inte varit möjligt att fastställa ett exakt datum för när de övergått från offentlig till privat regi och i något enstaka fall om en vårdcentral, som efter vårdvalet är privatägd, tidigare varit offentlig. Detta utgör en viss osäkerhet, men vi tror att det har liten påverkan på resultaten och vi kan inte heller se någon systematik i den saknade informationen. Vi saknar också heltäckande information för privata allmänläkare som ersätts enligt nationell taxa och därför inte deltar i vårdvalet. Information om ersättningssystem och andra etableringsvillkor, samt förändringar i dessa, för tiden före och efter vårdvalets introduktion har inhämtats genom att granska dokument, uppgifter från landsting och tidigare rapporter och enkäter (Lundvall m.fl. 2011, Anell m.fl. 2012). CNI och annan information per SAMS-område 3 och uppgifter på kommunnivå om t.ex. demografi och arbetsmarknad har hämtas från SCB. Variabelbeskrivning och deskriptiv statistik I detta avsnitt redovisar vi deskriptiv statistik för de variabler vi använder i våra skattningar. Variablerna mäts på fyra olika nivåer: SAMS-, närområdes-, kommun- och landstingsnivå. Tabell 2 visar medelvärde, standardavvikelse, 2 Registret är sammanställt av oss rapportförfattare tillsammans Lina Maria Ellegård, Lunds universitet och Gustav Kjellsson, Göteborgs universitet. Forskarassistent Malin Bredenberg har gjort ett stort bidrag till registret med en sammanställning av etableringsvillkor för alla landsting. 3 Small Areas for Market Statistics (SAMS) är en indelning som bygger på kommunernas delområden (NYKO) i de större kommunerna och på valdistrikt i de mindre kommunerna. Se 12

13 minimumvärde, maximumvärde och antalet unika observationer per variabel för år Tabell 2. Medelvärde, standardavvikelse, minimum, maximum och antal observationer för utfalls- och förklarande variabler år Enhet är antal om inget annat nämns. Variabler Medel Std Min Max Obs SAMS Antal privata vårdcentraler 0,05 0, Antal vårdcentraler 0,13 0, Befolkning (tusental) 1,05 1, , CNI 1,09 0,55 0 7, Närområde Antal vårdcentraler (3 km) 2,88 4, Befolkning (3 km) (tusental) 23,68 38, , CNI (3 km) (indexvärde) 0,88 0,64 0 3, Kommun Antal vårdcentraler, kommun 4,03 6, , Antal privata vårdcentraler, kommun 1,65 4, , Befolkningstäthet (tusental inv per m 2 ) 0,14 0,51 0,002 4, Befolkning > 65 (%) 22,72 3,94 13,06 32, Medelinkomst (tkr) 244,22 31,22 192,40 456, Förvärvsarbetande (%) 47,04 2,66 39,50 54, Alliansröster (%) 44,68 11,06 9,50 86, Landsting CNI-ersättning (indikator) 0,71 0, CNI & ACG-ersättning (indikator) 0,52 0, Låga inträdeshinder (indikator) 0, Brett uppdrag (indikator) 0, Uppdrag KKV (indikator) 0, Fast ersättning (indikator) 0, Kostnadsansvar läkemedel (indikator) 0, Vår primära utfallsvariabel, Antal privata vårdcentraler, mäts per SAMSområde. Till privata vårdcentraler räknas de som inte drivs av landsting eller, i något enstaka fall, av en kommun. I några skattningar använder vi även det totala antalet vårdcentraler per SAMS (Antal vårdcentraler). Det är inte självklart vad som ska räknas som en vårdcentral och landstingen behandlar t.ex. filialer olika i sina ackrediteringsvillkor (personlig kommunikation med Omvård.se). För att få en enhetlig definition och behandla alla landsting på samma sätt räknar vi som vårdcentraler de enheter som deltar i vårdvalet och som inte är en filial. För enheter som stängts innan vårdvalet har vi försökt 4 Vi använder inte Norrtälje kommun och däri ingående SAMS direkt i våra skattningar. Anledningen är att denna kommun utgör den så kallade Tiohundranämnden, för vilken vi saknar information om t.ex. delar av ersättningssystemet och reglerna för listning vid införandet av vårdval. I de fall SAMS-områden inom Norrtälje kommun utgör en del av närområdet för ett SAMS-område utanför Norrtälje ingår Norrtälje-områdena som en del av närområdet. Vi redovisar därför statistik nedan för ett lägre antal SAMS (9148 mot 9208) och kommuner (289 mot 290) än det fulla antalet. 13

14 fastställa huruvida de ska räknas som vårdcentraler genom att söka på internet och genom kontakter med landsting och privata vårdföretag. De flesta av våra variabler är definierade på helårsbasis, medan vi i nästan samtliga fall vet det exakta datumet som en vårdcentral öppnade och stängde. Antalet privata vårdcentraler och det totala antalet vårdcentraler är därför definierade som helårsekvivalenter. En vårdcentral som funnits samtliga dagar ett visst år får värdet 1 medan en som t.ex. varit öppen hälften av dagarna får värdet 0,5. I de allra flesta SAMS finns det inte någon vårdcentral, vilket avspeglar sig i de låga medelvärdena i Tabell 2 för båda variablerna (antalet är 0,13 totalt respektive 0,05 för privata vårdcentraler). Det är också tydligt att det fanns betydligt fler offentliga vårdcentraler än privata år Antalet och andelen privata vårdcentraler har ökat markant under den period vi studerar. Figur 1 visar utvecklingen av det totala antalet vårdcentraler medan Figur 2 visar antalet privata centraler i helårsekvivalenter mellan 2005 och Det totala antalet ökar från 959 till Antalet privata vårdcentraler ökar från 231 till 475. Antalet vårdcentraler har därmed ökat med ca 21 procent; en ökning som helt och hållet förklaras av ett större antal privata vårdcentraler. Antalet offentliga vårdcentraler har istället minskat. Figurerna visar också att den största ökningen sker , det vill säga de år då flest landsting inför vårdval. Efter 2011 har ökningen varit mer blygsam. 14

15 Figur 1. Antal vårdcentraler i helårsekvivalenter, Figur 2. Antal privata vårdcentraler i helårsekvivalenter, Vi har bett SCB räkna ut CNI per SAMS-område CNI-värdet bygger på en sammanvägning av följande faktorer. Antal som är: yngre än 5 år; födda i Öst- och Sydeuropa (ej EU), Afrika, Asien eller Sydamerika; över 65 år och ensamboende; ensamstående förälder med barn under 17 år; 1 år eller äldre som 15

16 flyttade in i området; arbetslösa eller i åtgärd år samt lågutbildade år. I vissa SAMS-områden bor ingen. Därmed finns dessa områden inte med i SCBs data. Vi har i dessa fall satt CNI-värdet (och samtliga ingående variabler) till 0. Därmed bidrar inte dessa områden till uträkningarna av variabler för ett SAMS-områdes närområde (se nedan för en beskrivning av denna uträkning). Områdena där ingen bor kan dock tänkas vara speciella i flera avseenden, något vi försöker ta hänsyn till i några av våra skattningar genom att inkludera variabler som fångar eventuella icke-linjära effekter i hur CNI-variabeln påverkar antalet privata vårdcentraler. Att det finns områden med inga eller väldigt få invånare är också anledningen till att vi inte har valt att använda antalet vårdcentraler per invånare som utfallsmått i våra huvudskattningar. Risken är att områden med få invånare där det finns vårdcentraler skulle få väldigt höga värden och därför kunna snedvrida våra skattningar. Vi undersöker dock hur känsliga våra resultat är för detta val, vilket visar sig påverka i ytterst liten utsträckning. När vi undersöker om CNI-ersättning påverkar etableringen av privata vårdcentraler klassificeras områden som att de har högt CNI om värdet är större än 1,0 år Medelvärdet för alla landsting är 1,09 år 2013, medan medianvärdet är precis under 1,0. Skånes CNI-genomsnitt ligger 2013 på 1,092. Vi testar emellertid hur känsliga våra resultat är för andra brytpunkter för vad som räknas som högt CNI. Vi har tillgång till värdena för de variabler, vid sidan av befolkningsmängden, som SCB använt för att räkna ut CNI per SAMS. Dessa variabler är dock antingen mycket högt korrelerade med varandra eller med själva CNI-värdet. Det är därmed svårt att inkludera dessa variabler i en regression, eftersom det finns för lite variation för att skattningarna av varje enskild variabel ska bli trovärdig. Vi inkluderar därför endast variablerna Befolkning, som visar antalet boende i ett SAMS-område, och CNI, områdets CNI-värde. Den stora variation mellan SAMS-områden som kan ses i form av att standardavvikelserna i de flesta fall är betydligt större än medelvärdena är en avspegling av att SAMSområdena är mycket olika inbördes. Till exempel har SAMS-områden noll invånare år 2013 (vilket förklarar att minimumvärdet är noll för samtliga variabler), medan det SAMS-område med störst befolkning hade invånare. I många fall är SAMS-områdena för små för att ensamt utgöra en relevant vårdcentralsmarknad. Detta gäller framförallt i lite större tätorter och i ännu högre grad i städer. Beslutet att etablera sig i ett visst område baseras vanligtvis inte bara på SAMS-områdets karaktär utan också på omkringliggande områdens karaktär. Det är dock svårt att på förhand säga hur stort område som tas hänsyn till. Det är också möjligt att detta områdes storlek skiljer sig åt i t.ex. städer och 16

17 på landsbygden. Folk kan tänkas vara mer villiga att resa lite längre till en vårdcentral i områden där det exempelvis är vanligare att man har tillgång till bil, att man jobbar på annan ort, eller där det inte finns så många vårdcentraler att välja mellan. För att fånga denna typ av påverkan inkluderar vi i våra regressioner variabler för de SAMS-områden vars mittpunkt ligger 3 km från ett specifikt SAMS-områdes mittpunkt. Vi har även samma information för avstånden 1 km, 5 km eller 10 km. 5 Samtliga variabler är relativt högt korrelerade över de olika definitionerna av närområde och vi redovisar endast deskriptiv statistik för närområdet 3 km ifrån en mittpunkt i Tabell 1. Korrelationerna är dock inte så höga att det inte finns en möjlighet att definitionen av närområdet skulle påverka våra resultat. Vi testar därför hur känsliga våra resultat är för att ändra denna definition i våra skattningar. På samma sätt som på SAMS-områdesnivå är variablerna dessutom korrelerade inbördes. Vi inkluderar därför bara totalt antal vårdcentraler, befolkningsmängden och det genomsnittliga CNI på närområdesnivån i våra skattningar. På kommunnivå inkluderar vi variabler som beskriver kommunens demografiska och socioekonomiska karaktär: 6 befolkningstäthet per kvadratkilometer (Befolkningstäthet), andel över 65 (Befolkning > 65), sammanräknad genomsnittlig förvärvsinkomst i tusentals kronor och 2013 års penningvärde (Medelinkomst) och andelen förvärvsarbetande (Förvärvsarbetande). 7 Vi inkluderar också en variabel som beskriver kommunens politiska karaktär: den samlade andelen röster på Moderaterna, Centern, Folkpartiet och Kristdemokraterna (Alliansröster). Det är tänkbart att det t.ex. skulle kunna finnas fördelar för kedjor som utför både primärvård och äldrevård att lokalisera sina enheter nära varandra. Privat utförd äldrevård är vanligare i kommuner med stor andel alliansröster. För samtliga kommunvariabler redovisar vi ett oviktat genomsnitt och standardavvikelse i Tabell 1. Varje kommun bidrar därför lika mycket till genomsnittet, oavsett storlek. På landstingsnivå inkluderar vi variabler som karaktäriserar det ersättningssystem och de regler som gäller för etablering i varje landsting. 8 Det 5 Vi har inte tagit hänsyn till landstingsgränser i dessa beräkningar. Anledningen är att i vissa landsting tillåts andra än landstingsinvånarna att lista sig på vårdcentraler i de egna vårdcentralerna (t.ex. Halland och Skåne).. 6 Flera intressanta variabler som folkmängd, ohälsotal, utbildningsnivå och andel med utländsk bakgrund är mycket högt korrelerade med en eller flera av de variabler vi inkluderar, vilket är anledningen till att vi inte har tagit med dem. 7 Andelen förvärvsarbetande ser relativt låg ut vilket beror på att vi dividerar antalet förvärvsarbetande med den totala folkmängden, inte folkmängden i arbetsför ålder. 8 Heby kommun byter landsting 1 januari 2007 från Västmanland till Uppsala. Vi ändrar därmed också landstingsbeteckning och därmed alla variabler som endast varierar på landstingsnivå. Bytet sker dock innan vårdvalet införs i något av landstingen och bör därför inte påverka resultaten för etableringsvillkoren. 17

18 är därmed variabler som kan tänkas påverka beslutet för privata vårdcentraler att etablera sig på en viss marknad. Vi inkluderar inte några politiska variabler på landstingsnivå eftersom dessa är starkt korrelerade med flera av de variabler som beskriver ersättningssystemet och reglerna för hur nya vårdcentraler blev tilldelade patienter vid vårdvalsinförande. Till exempel samvarierar andelen alliansröster starkt med att de sistnämnda reglerna är utformade så att fördelarna för redan existerande vårdcentraler blev mindre. Samtliga variabler är indikatorvariabler, som har värdet 1 om landsting uppfyller ett visst villkor och 0 annars. CNI-ersättning indikerar om landstinget enbart ersätter vårdcentraler enligt CNI (4 landsting) och CNI- & ACG-ersättning indikerar om landstinget använder både CNI och ACG (11 landsting). Inget landsting ersätter enbart enligt ACG utan kombinerar sådan ersättning med att även ersätta enligt CNI i någon form. Nästa variabel beskriver listningen när vårdval infördes och antar värdet 1 om landstinget använde en passiv listningsmodell där även nya vårdcentraler fick en del av befintliga invånare automatiskt listade hos sig, eller att alla invånare var tvungna att aktivt lista sig hos en vårdcentral (Låga inträdeshinder, hämtad från Lundvall m.fl. 2011). Med sådana principer för den initiala listningen bör fördelarna för befintliga vårdcentraler ha varit mindre i jämförelse med de landsting som valde att passivt lista invånarna endast hos befintliga vårdcentraler. Sammanlagt 12 landsting hade låga inträdeshinder enligt denna definition. Nästa två variabler beskriver uppdraget en vårdcentral måste uppfylla för att bli ackrediterad. Utgångspunkten är att ett brett uppdrag innebär högre kostnader och investeringar för vårdcentralen, vilket skulle kunna minska sannolikheten för inträde. Uppdrag KKV, hämtad från en rapport från Konkurrensverket (Lundvall m. fl. 2011), indikerar att uppdraget är brett om uppdraget innehåller fler än tre av följande verksamheter: barnhälsovård, mödrahälsovård, rehabilitering, hemsjukvård samt medicinsk fotvård. 10 landsting har ett brett uppdrag med den definitionen. Notera dock att vi inte har information om hur uppdraget sett ut under andra år än När vi använder denna variabel och övriga nedan där vi saknar information om vissa år antar vi att variabeln varit konstant sedan vårdvalsinförandet. Tidigare utvärderingar har dock noterat att uppdragen för vårdcentraler inte förändras nämnvärt över tiden. En ytterligare variabler som ingår i våra analyser är Brett uppdrag, som är lika med 1 om det ingår mer än läkar- och sjuksköterskeverksamhet i uppdraget, vilket det gör i 11 landsting. Fem landsting (Dalarna, Jämtland, Värmland, Västernorrland och Örebro) kategoriseras som att de har breda uppdrag enligt båda variablerna. 18

19 Fast ersättning indikerar om vårdcentralernas ersättning till mer än 90 procent består av fast ersättning, vilket den gör i sex landsting däribland Region Skåne. Informationen om denna variabel är också hämtad från Lundvall m. fl. (2011). Vi har därmed endast information för Även i detta avseende har dock tidigare utvärderingar noterat att förändringarna över tiden är små. Den sista variabeln i Tabell 1, Kostnadsansvar läkemedel, är lika med 1 om vårdcentralerna har kostnadsansvar för läkemedelsförskrivningen till listade patienter. I 16 landsting var detta fallet Här har vi information för 2010, 2011 och 2013, men inget landsting har ändrat sina regler under denna period. I skattningarna som använder hela datamängden för perioden ingår också en variabel som indikerar när ett landsting införde vårdval. Eftersom alla landsting införde vårdval senast 2010 så finns det ingen variation i denna variabel 2013 och vi har därför inte tagit med den variabeln i Tabell METOD För att analysera sambanden mellan förekomsten av privata vårdcentraler och etableringsvillkor använder vi oss av regressionsanalys. De skattade sambanden i en sådan analys kan sägas gälla för ett genomsnittligt område. Metoden är alltså inte tänkt att förklara resultatet i ett specifikt område, utan används för att hitta generella drag. Vi har använt flera olika regressioner där de variabler som ingår varierar i syfte att studera hur stabila resultaten är. En närmare och teknisk beskrivning av metoden framgår av nedanstående ruta. Vi börjar med att skatta regressioner baserade på följande linjära ekvation: (1) y snklt = α + β 1 S snklt + β 2 N nklt + β 3 K klt + β 4 L lt + ε snklt där y snklt är antalet privata vårdcentraler i helårsekvivalenter i SAMS-område s med närområde n i kommun k och landsting l under år t. S, N, K och L är vektorer med de förklarande variablerna på SAMS-, närområdes-, kommun-, och landstingsnivå som beskrevs i det föregående avsnittet. ε snklt är en residual. Interceptet (konstanten) i regressionen betecknas α och β 1 β 4 är vektorer av parametrar som skattas. Vi skattar först varianter av denna regression på tvärsnittsdata för år Syftet med dessa regressioner är främst att beskriva hur variablerna som mäter etableringsvillkor för privata vårdcentraler samvarierar med förekomsten av privata vårdcentraler, givet nivån på andra variabler som kan tänkas påverka 19

20 beslutet om etablering. Resultaten bör däremot tolkas mycket försiktigt i termer av kausalitet (orsakssamband). I korthet så skulle vi behöva kunna avfärda att det finns utelämnade variabler som är korrelerade med både antalet privata vårdcentraler och etableringsvillkoren och att antalet privata vårdcentraler i sin tur inte påverkar hur landstingen har utformat sina etableringsvillkor. Detta är mycket starka antaganden. Regressionerna svarar därför t.ex. på om det finns fler privata vårdcentraler i områden som ligger i landsting där vårdcentraler har ett brett uppdrag, givet den övriga karaktären på SAMS-området, dess närområde, den kommun och det landsting den befinner sig i, men inte på om ett brett uppdrag orsakar skillnader i antalet privata vårdcentraler. Resultaten från dessa skattningar är dock fortfarande av intresse, korrelationer kan innehålla viktig information även om de inte har en kausal tolkning. Vi väljer 2013 för att det bör vara den tidpunkt då vårdvalsmarknaderna befinner sig närmast en jämvikt. I nästa steg utnyttjar vi att vi har data för perioden för att skatta regressioner baserade på följande ekvation: (2) y snklt = α + γ 1 S snklt + γ 2 N nklt + γ 3 K klt + γ 4 L lt + μ s + λ t + ε snklt. Här är alla variabler definierade tidigare, men vi lägger till två nya: μ s, som är en indikator för varje SAMS-område, och λ t, som är en indikator för varje år. Vi använder därmed endast variation inom varje SAMS-område för att skatta våra parametrar och kontrollerar för chocker som är gemensamma för alla områden. Därmed kontrollerar vi för alla faktorer som påverkar utfallsvariabeln och som inte varierar över tid (som t.ex. geografiskt läge), vilket gör att problemen med utelämnade variabler minskas. Det är dock fortfarande så att det kan finnas både utelämnade variabler som varierar över tid och ett omvänt samband mellan utfalls- och förklarande variabler, varför även dessa regressioner bör tolkas med försiktighet i termer av orsakssamband. Vi använder två varianter av denna specifikation, en där samtliga år ingår och en där vi bara använder åt 2005 och år Det finns två fördelar med att använda två-periodspecifikationen: För det första behöver vi inte göra lika starka antaganden om att landsting har samma typ av etableringsvillkor för de år och variabler där vi inte har information om vilka etableringsvillkor som varit på plats. För det andra undviker vi problem med för små standardfel som kan uppstå för att variabler är korrelerade över tid inom SAMS-områden. 9 Nackdelen med två-periodspecifikationen är främst att vi inte utnyttjar all tillgänglig information för de variabler där vi har årlig data. Tolkningen av utfallen skiljer sig också något åt eftersom alla variabler som mäter 9 Se Bertrand m fl (2004) för en beskrivning av denna problematik. 20

21 etableringsvillkor endast tar hänsyn till hur det ser ut 2013 i tvåperiodspecifikationen, medan landstingen har haft vissa villkor olika länge. Det är av dessa anledningar inte uppenbart vilken specifikation som är att föredra och vi visar därför båda. Vårt främsta syfte i den här delen av rapporten är att undersöka hur CNI - ersättning påverkar om privata vårdcentraler etablerar sig i områden med högt förväntat vårdbehov. För att undersöka denna fråga använder vi en liknande regression som ekvation (2) ovan, men lägger till variabler där vi har interagerat indikatorerna för CNI-ersättning och CNI- och ACG-ersättning med en indikator för om ett SAMS-område har högre CNI-värde än 1. Interaktionen Hög CNI CNI-ersättning skattar om skillnaden i antalet privata vårdcentraler mellan områden med hög och låg CNI är annorlunda i landsting som ersätter enligt CNI än i de som inte gör det. En positiv koefficient på variabeln ska då tolkas som att effekten av CNI-ersättning är sådan att det sker en omfördelning av privata vårdcentraler inom landstingen; från områden med relativa låga CNI-värden till områden med relativt höga CNI-värden. Vår specifikation är en variant av en så kallad difference-in-differences design (DID). 10 Denna typ av design gör det troligare att vi kan skatta kausala effekter av att ersätta enligt CNI på förekomsten av privata vårdcentraler i områden med relativt hög CNI. Det grundläggande antagandet för att koefficienten på interaktionsvariablerna ska kunna tolkas som den kausala effekten är att trenderna av den genomsnittliga förekomsten av privata vårdcentraler skulle varit desamma i landsting som ersätter enligt CNI och i landsting som inte gör det, om ersättning enligt CNI inte hade införts. Eftersom antagandet handlar om ett kontrafaktiskt scenario, så är det inte möjligt att direkt testa om det håller. Vi redovisar istället resultat från ett antal indirekta tester. I samtliga våra regressioner är standardfelen klustrade på landstingsnivå, den högsta nivå vi har information på, för att tillåta korrelation av obestämd art mellan SAMS inom samma landsting. 10 Namnet kommer av att effekterna skattas som förändringen, givet eventuella förklarande variabler, inom en grupp som får en viss behandling i perioderna innan och efter behandlingen minus samma förändring i en grupp som inte får behandlingen. Vår variant är egentligen en version av en difference-in-differences-in-differences design eftersom vi utnyttjar skillnaderna över tid i förändringen mellan områden med hög och låg CNI inom varje landsting och skillnaderna i förändringarna mellan landsting som ersätter enligt CNI och de som inte gör det. 21

22 2.4 RESULTAT I detta avsnitt redovisas resultaten från våra skattningar. Det första avsnittet innehåller regressioner med ett främst beskrivande syfte som studerar sambandet mellan etableringsvillkor och etablering av privata vårdcentraler. Det andra avsnittet innehåller resultatet från rapportens huvudsakliga analys av om CNIersättning påverkar etableringen av privata vårdcentraler i områden med relativt högt CNI. Framställningen i dessa avsnitt är teknisk och resultat från olika analyser redovisas förhållandevis detaljerat. Inledningsvis i respektive avsnitt sammanfattas de viktigaste resultaten, varpå tillvägagångssätt och detaljerade resultat redovisas i särskilt markerade rutor. I ett tredje avsnitt jämförs utvecklingen av vårdcentraler i områden med olika CNI mellan Region Skåne, Västra Götalandsregionen och Stockholm Sambandet mellan etableringsvillkor och förekomsten av privata vårdcentraler Enligt en analys som beskriver sambandet mellan vårdvalens etableringsvillkor och förekomsten av privata vårdcentraler år 2013 är etableringsnivån relativt sett mycket lägre i de få landsting som endast ersätter enligt CNI och inte också enligt ACG. Det är dock bara fyra landsting (Jämtland, Södermanland, Västerbotten och Örebro) som har enbart CNI-ersättning och inte samtidigt ersätter enligt ACG år Resultatet kan därför mycket väl bero på att dessa landsting är annorlunda på ett sätt som inte beaktas i vår analys. Om vi använder data från samtliga landsting och år är sambandet mellan de flesta etableringsvillkor och förekomsten av privata vårdcentraler inte stabilt. Vårt huvudresultat är därför att det inte finns några tydliga indikationer på att olika villkor, ersättningsprinciper och kostnadsansvar för läkemedel i landstingen påverkat förekomsten av privata etableringar. Ett möjligt undantag är tendenser till att ett brett uppdrag påverkar antalet etableringar negativt. Frånvaro av samband i våra analyser ska inte tolkas som att olika etableringsvillkor inte kan ha en effekt. För det första så varierar etableringsvillkoren endast på landstingsnivå och för flera variabler finns det i många landsting endast variation mellan perioden före och efter vårdvalet. Trots att vi har många observationer så kan variationen mellan landsting och olika år vara för liten för att vi ska kunna skatta sambandet precist nog för ett så stort antal variabler. 22

23 I Tabell 3 redovisar vi resultat från linjära regressioner för år Tanken är som nämnts att börja med att titta på ett läge där vårdcentralsmarknaden efter införandet av vårdval i samtliga landsting är någorlunda nära en jämvikt. Vi skattar regressioner av typen i ekvation (1) och varierar mängden förklarande variabler över kolumn (1)-(5) på följande vis: (1) innehåller endast variablerna som mäter etableringsvillkor på landstingsnivå. I (2) lägger vi på variablerna på SAMS-, närområdes- och kommunnivå. I (3) byts definitionen på brett uppdrag från Konkurrensverkets definition till om det ingår mer än läkar- och sjuksköterskeverksamhet i uppdraget. I den sista kolumnen, (4), byter vi ut indikatorerna för om landsting ersätter enligt CNI, eller CNI och ACG, mot en kontinuerlig variabel som anger andelen av den totala kapiteringen som beror på CNI. Skillnaderna i resultat för etableringsvillkoren mellan specifikationen i kolumn (1), där vi endast inkluderar variabler på landstingsnivå, och övriga kolumner är relativt stora. Det finns därmed en samvariation mellan våra förklarande variabler på de olika nivåerna och vi fokuserar därför diskussionen på de specifikationer som inkluderar variabler på fler nivåer. Att ersätta enligt CNI har ett negativt och signifikant, på en-procentsnivån, 11 samband med antalet privata vårdcentraler. SAMS-områden i landsting som ersätter enligt CNI har ca 0,03 helårsekvivalenter färre privata vårdcentraler. Medelvärdet är i jämförelse ca 0,05, vilket indikerar att skillnaden i förekomst är relativt stor (standardavvikelsen är 0,25). I de landsting som också ersätter enligt ACG finns dock inget samband, koefficienten på CNI- & ACG-ersättning är positiv, starkt signifikant och ungefär lika stor som för CNI-ersättning. Därmed är det totala sambandet i dessa landsting väldigt nära noll. Det är dock värt att påminna om att det år 2013 bara var 4 landsting (Jämtland, Södermanland, Västerbotten och Örebro) som hade CNI-ersättning och inte samtidigt ersatte enligt ACG. Resultatet kan alltså mycket väl bero på att dessa landsting är annorlunda på ett sätt som vi inte har haft möjlighet att beakta. 11 Vi använder signifikant i den statistiska meningen här och framgent i rapporten, d v s att en koefficient har ett konfidensintervall som inte innehåller 0 för en vald signifikansnivå. 23

24 Tabell 3. Sambandet mellan antal privata vårdcentraler och förklarande variabler Variabler (1) (2) (3) (4) CNI-ersättning -0,0631** -0,0316*** -0,0320*** (0,0256) (0,00881) (0,00896) CNI & ACG-ersättning 0,0458* 0,0283*** 0,0316*** (0,0248) (0,00965) (0,00983) Låga inträdeshinder 0, , ,0200** 0,00560 (0,0210) (0,00799) (0,00886) (0,00922) Uppdrag KKV -0,0258-0,0176** -0,0206* (0,0159) (0,00749) (0,0107) Fast ersättning -0, , , ,00574 (0,00938) (0,00644) (0,00697) (0,00532) Kostnadsansvar läkemedel -0,0523* -0, , ,00134 (0,0289) (0,00922) (0,00896) (0,0101) CNI 0,0159*** 0,0165*** 0,0162*** (0,00392) (0,00407) (0,00411) Befolkning 0,0630*** 0,0630*** 0,0631*** (0,00444) (0,00449) (0,00453) Antal vårdcentraler (3 km) -0,00823** -0,00788** -0,00793** (0,00341) (0,00341) (0,00343) CNI (3 km) 0, , ,00814 (0,00862) (0,00877) (0,00849) Befolkning (3 km) 0,00158* 0,00153* 0,00152* (0,000806) (0,000807) (0,000802) Befolkningstäthet -0,0189-0,0174-0,0166 (0,0142) (0,0146) (0,0147) Befolkning > 65 0,00379*** 0,00349*** 0,00367*** (0,000864) (0,000787) (0,000690) Medelinkomst 0, , , (0,000132) (0,000122) (0,000137) Förvärvsarbetande 0,00234** 0,00258** 0,00229** (0,000889) (0,000965) (0,00109) Alliansröster -0, , , (0,000344) (0,000355) (0,000408) Brett uppdrag -0,00474 (0,00495) CNI vikt 0, (0,000242) Intercept 0,123** -0,245*** -0,271*** -0,277*** (0,0433) (0,0484) (0,0533) (0,0523) Observationer R 2 0,016 0,140 0,140 0,139 Robusta standardfel i parenteser (klustrade på landsting). *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Låga inträdeshinder är positivt korrelerat med utfallsvariabeln, men koefficienten är liten och långtifrån signifikant förutom i kolumn (3). Skillnaden där beror på att vi där exkluderat Uppdrag KKV, som är högt korrelerad med Låga inträdeshinder. Uppdrag KKV är negativt korrelerad med antalet privata vårdcentraler och signifikant på minst 10-procentsnivån i kolumn (2) och (4). SAMS-områden i landsting som har breda uppdrag enligt denna definition har i 24