Malli B t p
Vakio 1089,384 2,042 0,055
15-64 -vuotiaiden osuus, % väestöstä -15,826 -2,185 0,041
Pitkäaikaistyöttömät, % työttömistä -2,734 -1,103 0,283
Sairastavuuskerroin 0,679 0,367 0,717
Puutteell/erittäin puutteell. as. ask:t, % as.kunnista -0,609 -0,224 0,825 Somaattisen esh:n avohoitokäynnit / 1000 as 0,700 4,128 0,001
Mallin avulla voidaan selittää vain tyydyttävästi erikoissairaanhoidon yksikkökustannusten vaihtelua.
Riippumattomista muuttujista väestön ikärakennetta ja erikoissairaanhoidon palvelujen käyttöä kos-kevat muuttujat osoittautuivat tilastollisesti merkitseviksi. Painokerrointen perusteella näyttää, että 15–64 -vuotiaiden, pitkäaikaistyöttömien ja puutteellisesti asuvien asuntokuntien suuri osuus vähen-täisi erikoissairaanhoidon nettokustannuksia. Viimeksi mainitun muuttujan vaikutus on kuitenkin vain suuntaa antava. Vastaavasti erikoissairaanhoidon palvelujen muita suurempi käyttö ja väestön korkea sairastavuus lisäisivät vastaavia kustannuksia. Myös tässä viimeksi mainitun muuttujan vaikutus jää vain suuntaa antavaksi. Erikoissairaanhoitopalvelujen käytön vaikutus on tässä selkeä, sillä jokainen käyntikerta lisää kunnan kustannuksia. Kun ikämuuttujana kokeiltiin yli 65 -vuotiaiden osuutta väes-töstä, muuttujan painokerroin oli positiivinen muiden muuttujien etumerkin pysyessä muuttumatto-mana. Mallin selitysaste pysyi kuitenkin samalla tasolla. Ikämuuttujan painokertoimen muuttumista positiiviseksi selittää korkeahko negatiivinen korrelaatio mallissa käytetyn muuttujan kanssa (r = -.53).
Mallin tulosten mukaan sekä palvelutarve että erikoissairaanhoitopalvelujen käyttö selittävät selkeim-min kuntien kustannuseroja.
Somaattisen erikoissairaanhoidon laitospalvelujen käyttöä ei tässä yhteydessä käytetty vaihtoehtoise-na selittävänä muuttujavaihtoehtoise-na, koska korrelaatio riippuvaan muuttujaan oli erittäin korkea (r = .87). Kun palvelujen käyttöä kuvaavina muuttujina käytettiin koko erikoissairaanhoidon avohoitokäyntejä tai laitoshoidon hoitopäiviä, mallien selitysasteet jäivät jonkin verran raportoitua mallia alhaisemmaksi.
Mallin oletukset täyttyivät kokonaisuutena tyydyttävästi. Malliin sisältyvä testi huomauttaa eräiden riippumattomien muuttujien yhteisvaikutuksesta, vaikka korkein korrelaatio näiden välillä oli itseisar-voltaan, r = .54.
Seuraavassa tarkastellaan vielä palvelutarpeen sekä eräiden perusterveydenhuollon palvelujen käy-tön vaikutusta erikoissairaanhoidon palvelujen yhteydessä erikoissairaanhoidon nettokustannuksiin.
Perusterveydenhuollon ja erikoissairaanhoidon välillä on tietty työnjako ja hoidon porrastus.
Peruster-veydenhuollon palvelujen käyttöä kuvaavana muuttujana voidaan käyttää avohoitokäyntien määrää, vuodeosastohoidon hoitopäivämäärää tai asukaskohtaisia nettokustannuksia, joista malliin valittiin vuodeosastohoidon hoitopäivämäärä. Kyseisten muuttujien vaikutus erikoissairaanhoidon nettokus-tannuksiin oli samansuuntainen, sillä painokertoimet olivat positiivisia. Riippuvana muuttujana on siis kuntien erikoissairaanhoidon asukaskohtaiset nettokustannukset vuonna 2005. Kokeilujen jälkeen raportoitavaksi valittiin malli, jonka riippumattomat muuttujat ovat
Sairastavuusindeksi (ikävakioitu) 2005
keskiasteen tutkinnon suorittaneet, % väestöstä 2005 naisten työttömyysaste, % työttömistä 2005
erikoissairaanhoidon laitoshoidon hoitopäivämäärä / 1000 asukasta 2005 15–64 -vuotiaiden osuus, % väestöstä
perusterveydenhuollon vuodeosastohoidon hoitopäivämäärä / 1000 asukasta 2005.
Mallissa R2 = .67 ja korjattu R2 = .57. F-testiarvo on 6,578, jossa p<.01 Muuttujien painoarvo, t-arvo ja p-arvo käyvät ilmi taulukosta 55.
Taulukko 55. Erikoissairaanhoidon palvelutarpeeseen ja palvelujen käyttöön liittyviä tekijöitä yksikkökustannus-ten taustalla.
Malli B t p
Vakio 362,473 0,687 0,500
Sairastavuuskerroin -0,414 -0,221 0,828
Keskiasteen tutkinto, % väestöstä 10,119 1,537 0,141
Naisten työttömyys, % työttömistä 4,827 1,969 0,064
Erikoissairaanhoidon laitoshoitopäivämäärä/1000 as 0,232 3,357 0,003
15-64 -vuotiaiden osuus, % väestöstä -6,689 -1,135 0,270
Perustervh:n vuodeosaston hoitopäivämäärä/1000 as 0,033 2,249 0,037
Mallin soveltuvuus erikoissairaanhoidon asukaskohtaisten nettokustannusten vaihtelun selittämiseksi on hyvä. Riippumattomista muuttujista sekä erikoissairaanhoidon että perusterveydenhuollon pal-velujen käyttöä kuvaavat muuttujat osoittautuivat tilastollisesti merkitseviksi. Painokertoimen perus-teella on pääteltävissä, että näiden palvelujen runsas käyttö näyttäisi lisäävän nettokustannuksia.
Erikoissairaanhoitopalvelujen käytön vaikutus on selkeä ja samansuuntainen kuin edellisessä analyy-sissä, samoin kuin perusterveydenhuollon palvelujen käyttö. Myös väestön sosioekonomista taustaa kuvaavilla muuttujilla on samansuuntainen vaikutus, vaikka ne eivät ole tilastollisesti merkitseviä.
Sekä ikäryhmämuuttuja että sairastavuutta kuvaavat muuttujat saavat myös tässä negatiiviset arvot.
Muuttujat eivät kuitenkaan ole tilastollisesti merkitseviä.
Kun perusterveydenhuollon käyttöä kuvaavana muuttujana kokeiltiin avohoitokäyntejä muiden muuttujien pysyessä samoina, vaikutus mallissa oli samansuuntainen kuin hoitopäivämäärää kuvaa-valla muuttujalla. Mallin selitysaste laski kuitenkin noin 10 %. Muuttuja ei kuitenkaan ollut tilastolli-sesti merkitsevä. Kun muuttuja vaihdettiin kustannusmuuttujaksi (perusterveydenhuollon nettokus-tannukset, €/asukas), vaikutus oli edelleen samansuuntainen. Mallin selitysaste laski kuitenkin noin 5
%. Myöskään kyseinen muuttuja ei ollut tilastollisesti merkitsevä. Kun ikäryhmämuuttujana kokeiltiin yli 65 vuotiaiden osuutta väestöstä, muuttujan painokerroin oli positiivinen, samoin kuin edellisessä analyysissä. Mallin selitysaste raportoituun malliin verrattuna nousi noin 5 %.
Väestön palvelutarvetta kuvaavista muuttujista sairastavuuden vaikutus jää jossain määrin epäsel-väksi, koska muuttujan painokerroin oli ensimmäisessä mallissa positiivinen ja viimeksi raportoidussa mallissa negatiivinen. Muuttuja ei kuitenkaan ollut tilastollisesti merkitsevä. Perusterveydenhuollossa muuttujan painokerroin oli positiivinen molemmissa analyyseissä. Vaihtoehtoisena muuttujana oli-si ollut kansantauti-indekoli-si, mutta yhteisvaikutuksen johdosta ikäryhmämuuttujan kanssa indekoli-siä ei sisällytetty malliin. Perusolettamuksena kuitenkin on, että korkea sairastavuus lisää kustannuksia sekä perusterveydenhuollossa että erikoissairaanhoidossa. Myös muiden sosioekonomisten tekijöi-den vaikutus jää jossain määrin epäselväksi. Alhainen koulutus ja naisten korkea työttömyys näyttäisi indikoivan alhaisia nettokustannuksia, kun taas pitkäaikaistyöttömyyden ja heikkojen asuinolojen vai-kutussuunta on päinvastainen. Kyseiset muuttujat eivät kuitenkaan olleet tilastollisesti merkitseviä.
Malliin sisältyvä testi huomauttaa myös tässä eräiden riippumattomien muuttujien yhteisvaikutukses-ta. Joukossa oli kuitenkin vain yksi korkeahko, ikäryhmä- ja sairastavuusmuuttujan välinen korrelaa-tio, johon viitattiin jo edellä.
Yhteenvetona voidaan todeta, että kuntien erikoissairaanhoidon kustannusvaihtelua selittää ennen muuta väestön palvelutarve ja sen välityksellä tapahtuva palvelujen käyttö. Erikoissairaanhoitopalve-lujen käytön vaikutus kuntien kustannuksiin on luonnollisesti välitöntä niin, että jokainen yksittäinen palvelun käyttö lisää suoraan kustannuksia. Perusterveydenhuollon palvelujen käytöllä on analyysin perusteella samansuuntainen vaikutus. Voidaan kuitenkin olettaa, että tietyissä tapauksissa (toimiva hoidonporrastus) perusterveydenhuollon palvelujen käytöllä voi myös olla erikoissairaanhoitopalvelu-ja vähentävä vaikutus.
3.4 Sivistyspalvelut 3.4.1 Perusopetus
Perusopetuksen kustannusten voidaan ajatella riippuvan kunnan kouluverkon laajuudesta eli koulu-jen lukumäärästä, luokkakoosta, toisin sanoen kuinka suuriksi koulukoulu-jen luokat ja opetusryhmät on muodostettu, oppilasmäärästä, koulujen henkilöstömäärästä ja koulujen tukipalvelujen kustannuksis-ta. Kunnassa olevien oppivelvollisuusikäisten määrä sinänsä vaikuttaa koulujen määrään. Eroja syntyy oletettavasti myös kunnan maantieteellisistä ja muista olosuhteista. Koulujen määrän vähentäminen kasvattaa opetusryhmien kokoja muissa kouluissa. Opetusryhmien määrä vaikuttaa opetustuntien määrään ja sen välityksellä opetuksen kustannuksiin. Perusopetuksen yksikkökustannusten vaihte-luista löytyy tutkimustuloksia, joiden mukaan kuntien olosuhdetekijöillä, oppilasmäärillä, kouluver-kon rakenteella ja koulujen kustannusrakenteella oli vaikutusta oppilaskohtaisiin yksikkökustannuk-siin. (Kirjavainen-Loikkanen 1992; Aaltonen-Kirjavainen-Moisio-Ollikainen 2007.)
Aluksi tarkastellaan kuitenkin, millaisia tekijöitä on perusopetuksen asukaskohtaisten nettokustan-nusten taustalla. Analyyseissä kokeiltiin useita erilaisia muuttujakombinaatioita. Selitysasteet jäivät kuitenkin verrattain alhaisiksi, keskimäärin noin 30 % tasolle. Kokeilujen perusteella raportoitavaksi valittiin seuraava malli, jossa riippuvana muuttujana on siis perusopetuksen nettokustannukset, €/
asukas ja riippumattomina muuttujina
kunnan pinta-ala, km2 kunnan taajama-aste 2000
7–16 -vuotiaiden osuus, % väestöstä 2005 koulujen keskikoko, 1–9 luokat 2005
koulujen kiinteistökustannukset, €/oppilas 2005.
Mallissa R2 = .50 ja korjattu R2 = .38. F-testiarvo on 4,084, jossa p-arvo < 05. Muuttujien painoarvo, t-arvo ja p-arvo käyvät ilmi taulukosta 56.