Mikä selittää yksityisen hammashoidon sairausvakuutuskorvausten vaihtelua?

Aineisto ja menetelmät

Aineisto koostui pääosin Kelalta ja Tilastokeskukselta kerätyistä Manner-Suomen kuntakohtaisista rekisteritiedoista vuodelta 2007. Tiedot ovat peräisin julkisista rekistereistä, joita tuotetaan hallinto- ja tutkimuskäyttöön vuosittain. Ne ovat kaikkien saatavilla verkossa (Kelan Kelasto-tietokanta ja Tilastokeskuksen PX-Web-tietokannat). Julkisen hammashoidon menoihin sisältyvät myös erikoissairaanhoidon hammashoitomenot. Ne ovat peräisin Terveyden ja hyvinvoinnin laitoksen (THL) benchmarking-aineistosta. Päätoimisten yksityishammaslääkärien kunnittaiset määrät ovat peräisin Suomen Hammaslääkäriliitolta.

Tutkimuksessa selitettävä muuttuja oli hammashoidon sv-korvaukset suhteutettuna kunnan asukaslukuun. Vaikka tutkimusaineisto on kuntatasoinen, sv-korvausten määrä muodostuu yksilötason palvelukäytöstä. Siksi aineistokin on syytä muodostaa ottamalla huomioon yksilötason tekijät. Jäntti «Jäntti S. Kansalainen terveyspalveluja valitsemassa : kolmivaiheinen valintamalli julkisissa ja yksityisissä lääkäripalveluissa. Väitöskirja. Kuopio: Kuopion yliopisto; 2008. http://www.uku.fi/vaitoks»7 jakaa terveyspalvelujen¹ käyttöön ja sektorinvalintaan vaikuttavat tekijät kolmeen ryhmään: yksilön preferenssit (arvot ja mieltymykset), yksilön ominaisuudet sekä kuluttajasta riippumattomat terveydenhuoltojärjestelmä- ja tarjontatekijät. Suurin osa tämän tutkimuksen aineistoon valituista kuntatasoisista muuttujista kuvaa yksilön ominaisuuksia, tosin kuntatason keskiarvoina. Näitä muuttujia ovat kunnan asukkaiden tulotaso sekä kunnan ikä-, sukupuoli-, toiminta-, koulutus- ja toimialarakennetta kuvaavat muuttujat. Toimintarakenteella viitataan kuntalaisten pääasialliseen toimintaan. Siihen liittyviä muuttujia ovat kunnan työttömyysaste sekä opiskelijoiden ja eläkeläisten osuus. Kunnan koulutusrakennetta kuvaavat aineistossa korkeakoulututkinnon suorittaneiden osuus sekä keskimääräistä koulutusaikaa mittaava koulutustasoindeksi (VKTM). Toimialarakennemuuttujat kertovat toimialan työpaikkojen osuuden kunnan työpaikoista. Toimialaluokitus on Tilastokeskuksessa käytetty TOL 2002.

Yksilön preferensseistä kertovia muuttujia ei juuri ole saatavilla kuntatason rekistereistä. Puoluekannatusmuuttujien voidaan katsoa kuuluvan tähän luokkaan². Yksityishammaslääkäritiheys on tarjontatekijöitä kuvaava muuttuja. Lisäksi aineisto sisälsi kuntatalouden muuttujia, kuten kunnan suhteellinen velallisuus sekä julkisen hammashoidon menot. Kaiken kaikkiaan aineisto käsitti 40 muuttujaa. Niiden yksityiskohtaisempi sisältö on raportoitu pro gradu -tutkielmassa «Tervola J. Yksityisen terveydenhuollon sairaanhoitokorvausten alueellista vaihtelua selittävät tekijät. Pro gradu. Helsinki: Helsingin yliopisto; 2010. https://helda.helsinki.fi/bitstream/handle/10138»1.

Yksityishammaslääkäritiheys kertoo kunnassa toimivien päätoimisten yksityishammaslääkärien määrän tuhatta asukasta kohti. Koska monessa kunnassa ei ole yhtään päätoimista yksityishammaslääkäriä, muuttuja on keskiarvo kunnan sekä sairaanhoitopiirin yksityishammaslääkärien tiheydestä. Näin muuttuja huomioi myös kunnan ympäristön palvelutarjonnan. Lääkäritiheyden alueellinen jakauma on esitetty kuvassa «»2.

Tutkimuksessa muodostettiin regressiomalleja, joissa aineiston muuttujat selittävät mahdollisimman tehokkaasti sv-korvausten vaihtelua. Aineistosta valittiin malliin ne muuttujat, jotka saivat aikaan mahdollisimman suuren selitysasteen pienimmän neliösumman menetelmällä (PNS). Malliin ei lisätty enää muuttujia, kun sen selitysaste ei kasvanut olennaisesti. Tässä korkea selitysaste merkitsee sitä, että muuttuja tai muuttujien yhdistelmä vaihtelee kunnittain samalla tavalla kuin sv-korvaukset.

Mallin valinnan jälkeen tilastollisten oletusten³ täyttyminen arvioitiin. Valtakunnallisessa mallissa kaikki oletukset eivät täyttyneet, sillä mallin jäännökset eivät noudattaneet normaalijakaumaa ja niiden jakaumassa oli alueellista systemaattisuutta. Tämän takia malleja parannettiin ottamalla huomioon myös koko maata pienempi aluekehys. Aluekehykseksi valittiin yliopistollisten keskussairaaloiden erityisvastuualueet eli miljoonapiirit. Tämä aluedimensio otettiin analyysissa huomioon sallimalla mallin muuttujille eritasoinen vaikutus eri alueilla (nk. aluetason yhdysvaikutustermeillä) sekä muodostamalla mallit kokonaan erikseen eri alueilla.

¹Jäntin tutkimuksessa «Jäntti S. Kansalainen terveyspalveluja valitsemassa : kolmivaiheinen valintamalli julkisissa ja yksityisissä lääkäripalveluissa. Väitöskirja. Kuopio: Kuopion yliopisto; 2008. http://www.uku.fi/vaitoks»7 analysoitavat terveyspalvelut eivät sisältäneet hammashoitopalveluja, mutta Jäntin käyttämää jäsennystä voidaan perustellusti soveltaa myös hammashoitopalveluihin.

²Aineistoon sisältyi keskustan, kokoomuksen ja SDP:n kunnittaiset ääniosuudet vuoden 2007 eduskuntavaaleissa.

³Mallista tarkistettiin jäännösten jakauman normaalisuus sekä alueellinen systemaattisuus. Tämän lisäksi mallista testattiin mahdollinen heteroskedastisuus ja multikollineaarisuus.

Kuva 2. Yksityishammaslääkäritiheys kunnittain vuonna 2007 (tiheyden arviointi, ks. Aineisto ja menetelmät).

Tulokset

Kun tarkasteltiin mallien sijasta yksittäisten muuttujien yhteyttä sv-korvauksiin, yksityissektorin hammaslääkärien tiheys (selitysaste 41 %), kunnan asukkaiden tulotaso (39 %), korkeakoulutettujen osuus (35 %) ja keskustan puoluekannatus (35 %) selittivät eniten hammashoidon sv-korvausten kunnittaisesta vaihtelusta. Nämä muuttujat korreloivat vahvasti myös keskenään.

Kun yksityissektorin hammaslääkä-rien tiheys tai kunnan asukkaiden tulotaso oli mallissa mukana, työttömyysaste selitti eniten jäljelle jäänyttä vaihtelua. Selittävimmässä koko maan kattavassa mallissa, jossa ei huomioitu pienempää aluekehystä, muuttujina olivat yksityissektorin hammaslääkärien tiheys sekä työttömyysaste. Malli selitti 52 % vaihtelusta. Koska koko maan mallin jäännökset eivät jakautuneet oletusten mukaisesti ja niiden jakaumassa oli alueellista systemaattisuutta, sallittiin mallin muuttujille eritasoinen vaikutus eri miljoonapiireissä. Tämän seurauksena yksityissektorin hammaslääkärien tiheyden sekä työttömyysasteen mallin selitysaste nousi 60 %:iin. Jäännösten jakauma parani hieman, mutta ei silti täyttänyt tilastollisia oletuksia.

Kun mallit muodostettiin jokaiselle miljoonapiirille erikseen, tilastolliset oletukset täyttyivät lähes kaikissa malleissa⁴. Selittävimpiin malleihin valikoitui eri alueilla eri muuttujia (ks. taulukko «Hammaslääkärin sairausvakuutus- eli sv-korvauksia selittävimmät mallit miljoonapiireittäin. Suunta kertoo, onko muuttujalla lisäävä (+) vai vähentävä (-) yhteys sv-korvauksiin.»1). Jokaisen miljoonapiirin malliin valikoitui kuitenkin yksityishammaslääkäritiheys, kolmeen myös julkisen hammashoidon menot. Näiden lisäksi kolmen miljoonapiirin mallissa oli mukana ikä-sukupuolirakennetta kuvaavia muuttujia. Selvästi suurin selitysaste oli Helsingin miljoonapiirin (HYKS) mallissa, vaikka siinä oli myös vähiten selittäviä muuttujia.

Kuopion (KYS), Oulun (OYS) ja Tampereen (TAYS) miljoonapiirien malleissa julkisen hammashoidon menot selittivät tilastollisesti merkitsevästi yksityisen hammashoidon sv-korvausten vaihtelua. Yhteys oli kaikissa malleissa negatiivinen eli vähentävä: mitä suuremmat alueen julkisen hammashoidon menot olivat, sitä pienemmät olivat yksityisen hammashoidon sv-korvaukset. Helsingin ja Turun (TYKS) miljoonapiireissä julkisen hammashoidon menot ei juuri selittänyt sv-korvausten vaihtelua, minkä takia se ei valikoitunut näiden alueiden malleihin.

⁴ Kuopion ja Oulun alueen malleissa jäännösten jakauma oli vielä melko vino. Turun alueen mallissa ikäluokkamuuttujien kesken havaittiin lievää multikollineaarisuutta.

Pohdinta

Tuloksista nähdään, että eri alueilla hammashoidon sv-korvausten vaihtelu selittyy eri tekijöillä. Tämä antaa viitteitä siitä, että yksityisten hammaslääkäripalvelujen käyttäjät ovat erilaisia ominaisuuksiltaan eri puolilla maata ja että eri alueille on muotoutunut oma yksityishammaslääkäripalvelujen käyttökulttuurinsa. Yleisesti voidaan kuitenkin sanoa, että vaihtelun vahvin selittäjä kaikkialla on palvelujen tarjonta, jolla on oma muotoutumisprosessinsa. Tämän lisäksi vaihtelua selittää alueesta riippuen myös julkisten palveluiden menot sekä tietyt sosioekonomiset ja demografiset tekijät. Hammashoidon sv-korvausten vaihtelua on täten syytä pyrkiä selittämään mallilla, jossa pienempi alueulottuvuus otetaan huomioon. Myös alueellisesti painotettu regressio (GWR) «Fotheringham S. Geographically Weighted Regression. Julkaisussa: Fotheringham S, Rogerson P. toim. The SAGE Handbook of Spatial Analysis. Lontoo: SAGE; 2009: 243–54.»8 voisi soveltua analyysimenetelmäksi.

Vaikka aineisto on kuntatasoinen, sv-korvausten euromäärä muodostuu yksilöiden valinnoista. Nguyen «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 pohjaa yksilötason analyysinsa kolmeen valintavaiheeseen: päättääkö yksilö turvautua hammashoitopalveluihin, kumman sektorin palvelut hän valitsee ja kuinka monta kertaa hän käy vastaanotolla tutkimusjakson aikana. Koska tässä tutkimuksessa käsitellään euromääriä ja eri operaatioista maksetaan eri määrä korvauksia, malliin liittyy myös neljäs vaihe: mitä operaatioita tehdään? Kun nämä kysymykset viedään kuntatasolle, kunnan keskimääräinen sv-korvausmäärä sisältää mittavan määrän yksittäisiä valintoja: kuinka moni asukas kunnassa päättää käyttää tiettynä vuonna hammashoitopalveluita, kuinka moni palvelun käyttäjistä kunnassa valitsee yksityisen sektorin palvelun, kuinka monta kertaa vastaanotolla päätetään käydä ja mitä operaatioita kuntalaisille tehdään? Henkilön sv-korvausten euromäärä on siis neljän valinnan yhteisvaikutuksen tulos, joka tässä tutkimuksessa on summattu vielä kuntatasolle.

Tämän tutkimuksen heikkoutena voidaankin pitää sitä, että kuntatason aineistolla on hankala todentaa, onko valikoituneilla muuttujilla suoria kausaalivaikutuksia edellä mainittuihin valintavaiheisiin. Se edellyttäisi mahdollisten välillisten vaikutusten vakioimista. Yksilötason tutkimusaineistolla voitaisiin asiaa tutkia perusteellisemmin. Julkisen perusterveydenhuollon käytöstä ei kuitenkaan ole tällä hetkellä saatavissa koko maan kattavaa yksilötason rekisteriaineistoa. Lisäksi joitakin rekisterimuuttujia ei ole edes mahdollista käyttää yksilötasolla. Näitä ovat esimerkiksi vaalien puoluekannatusmuuttujat tai kunnan (ei asukkaiden) taloutta ja hammashoitojärjestelmää kuvaavat muuttujat. Jotta tulosten tulkinta helpottuisi, mahdollisissa jatkotutkimuksissa aineisto tulisi kuitenkin muodostaa yksilötasolla siltä osin, kun se on mahdollista. Lisäksi jotta voitaisiin tutkia, ovatko tässä havaitut alueelliset erot pysyviä, olisi aineisto hyvä muodostaa monen vuoden ajalta (ns. paneeliaineisto). Paneeliaineistolla voitaisiin tutkia myös 1.3.2005 voimaantulleen hoitotakuun vaikutusta hammashoidosta maksettujen sv-korvausten määriin. Hoitotakuun seurauksena monet kunnat lisäsivät hammashoitopalveluidensa tarjontaa ostamalla niitä yksityiseltä sektorilta. Tämän tutkimuksen aineisto on vuodelta 2007, ja on mahdollista, että hoitotakuun vaikutukset näkyvät selvemmin vasta myöhempinä vuosina.

Taulukosta «Hammaslääkärin sairausvakuutus- eli sv-korvauksia selittävimmät mallit miljoonapiireittäin. Suunta kertoo, onko muuttujalla lisäävä (+) vai vähentävä (-) yhteys sv-korvauksiin.»1 nähdään, että jokaiseen aluemalliin on valikoitunut yksityisten hammaslääkärien tiheyttä kuvaava muuttuja. Myös karttakuvista 1 ja 2 sv-korvausten ja yksityishammaslääkärien tiheyden yhteyden näkee selvästi. Tietyn alueen päätoimisten yksityishammaslääkärien määrällä ja yksityisten hammashoitopalvelujen käytöllä on selvä looginen yhteys. Yhteydestä ei kuitenkaan voi päätellä, käytetäänkö yksityisiä hammashoitopalveluita sen takia, että niitä on tarjolla vai tarjotaanko palveluja sen takia, että niille on kysyntää. Toisin sanoen, onko kysyntä tarjontajohtoista (supplier-induced demand, SID) vai tarjonta kysyntäjohtoista. Ilmiön moniulotteisuudesta johtuen tarjoajan luoman kysynnän empiiriseen tutkimiseen ei ole pystytty kehittämään yleisesti hyväksyttyä menetelmää «Sintonen H, Linnosmaa I. Economics of Dental Services. Julkaisussa: Culyer AJ, Newhouse JP. (toim.). Handbook of Health Economics, 2000: 1. Amsterdam: Elsevier; 2000: 1252–96.»9. Monissa lähteissä on kuitenkin mainittu, että kuluttajilla ei aina ole riittävästi informaatiota arvioida hammashoidon tarvettaan, minkä vuoksi hammashoidossa kysynnän epäillään olevan monesti riippuvainen tarjonnasta «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 «Mikkola H, Vesivalo A, Jauhiainen S, Widström E. An Outlook of Dental Practices - Drivers, Barriers and Scenarios. Liiketaloudellinen Aikakauskirja 2007: 2: 167–192. http://lta.hse.fi/2007/2/lta_2007_»10 . Tämä ei kuitenkaan tarkoita, että tarjonnan avulla asiakkaita houkuteltaisiin Suomessa hammaspalvelujen ylikäyttöön. Kansainvälisessä vertailussa hammashoitopalvelujen käyttö Suomessa on OECD-maiden keskitasoa «OECD Indicators. Inequalities in dentist consultations. Verkkojulkaisu: OECD; 2009. http://dx.doi.org/10.1787/720242166871»11. Palvelun tarjoajat ohjaavat kysyntää muun muassa säännöllisillä kutsuilla, varsinkin yksityisellä sektorilla. Kutsukäytäntö saattaa olla samanlainen yksityisillä hammashoitopalveluilla ympäri maata, jolloin se ei välttämättä luo alueellista vaihtelua.

Kaiken kaikkiaan yksityishammaslääkäritiheys yksinään selittää jo yli 40 % sv-korvausten vaihtelusta. Huomioitavaa on, että malleihin valikoitui kuitenkin vielä muitakin muuttujia, vaikka tarjonta selittää valtaosan valtakunnallisesta vaihtelusta. Muut valikoituneet muuttujat tulee tällöin tulkita tekijöiksi, jotka selittävät sv-korvausten vaihtelua, kun tarjonta on vakioitu.

Helsingin alueen malliin valikoituneella maa-, metsä-, kala- ja riistatalouden työpaikkojen osuudella oli vähentävä yhteys sv-korvauksiin. Muuttujan voidaan katsoa kertovan välillisesti kunnan maaseutumaisuudesta ja ehkä keskimääräistä alemmasta sosioekonomisesta rakenteesta. Aikaisempien tutkimusten perusteella yksityisten hammashoitopalvelujen käyttö riippuu myös sosioekonomisista tekijöistä, erityisesti tuloista ja koulutuksesta «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 «Kansanterveyslaitos. Terveyspalvelujen käyttö ja sen väestöryhmittäiset erot. Terveys 2000-tutkimus. Kansanterveyslaitoksen julkaisuja 2006: B10. Helsinki: KTL; 2006. http://www.terveys2000.fi/julkais»4. Nguyen «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 esitti, että hammashoitosektorien työnjako Suomessa on pitkälti segmentoitunut yksilön sosioekonomisen taustan mukaan. Tämän voi katsoa johtuvan pääasiassa siitä, että yksityiset palvelut ovat kalliimpia kuluttajalle.

Opiskelijoiden osuudella oli Helsingin alueella sen sijaan sv-korvauksia lisäävä yhteys. Nguyenin tutkimuksessa «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 havaittiin, että opiskelijat valitsevat harvemmin yksityisen sektorin hammashoidon. Opiskelijoille onkin monesti järjestetty omat hammashoitopalvelut. Korkeakouluopiskelijoilla siitä vastaa Ylioppilaiden terveydenhoitosäätiö (YTHS). Opiskelijoiden osuus on mallissa tulkittava ennemminkin välillisenä muuttujana, joka kertoo kunnan kaupunkimaisuudesta. Kuopion alueella kunnan työttömyysasteella oli vähentävä yhteys kunnan sv-korvauksiin, korkeakoulutettujen osuudella puolestaan lisäävä. Työttömyys ja korkeakoulutettujen osuus voidaan tulkita kunnan sosioekonomista rakennetta kuvaaviksi muuttujiksi. Korkeakoulutettujen osuus selittää vaihtelua samansuuntaisesti kuin aikaisemmissa tutkimuksissa «Kansanterveyslaitos. Terveyspalvelujen käyttö ja sen väestöryhmittäiset erot. Terveys 2000-tutkimus. Kansanterveyslaitoksen julkaisuja 2006: B10. Helsinki: KTL; 2006. http://www.terveys2000.fi/julkais»4.

Iällä on Nguyenin «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 mukaan positiivinen vaikutus yksityisen hammashoitosektorin valintaan. Tosin Nguyenin tutkimuksessa aineisto on rajattu ainoastaan 20–40-vuotiaisiin henkilöihin. Suomessa ikä on historiallisesti vaikuttanut hammashoitosektorin valintaan. Suurimmassa osassa kunnista ennen vuotta 1956 syntyneet henkilöt eivät päässeet käyttämään kunnallisia hammashoitopalveluita kuin vasta vuoden 2002 hammashoitouudistuksen jälkeen. Vaikka uudistuksesta on kulunut tutkimusaineiston ajankohtaan (2007) jo viisi vuotta, palvelujen käyttörutiinit ovat saattaneet jäädä monille pysyviksi: ne, jotka ennen uudistusta käyttivät yksityisiä palveluita, saattavat käyttää niitä edelleen vanhasta tottumuksesta.

Nguyenin tutkimuksessa «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 sukupuolella ei havaittu olevan vaikutusta hammashoitosektorin valintaan. Hammashoitoon hakeutumisessa naisilla havaittiin kuitenkin suurempi todennäköisyys «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 «Kansanterveyslaitos. Terveyspalvelujen käyttö ja sen väestöryhmittäiset erot. Terveys 2000-tutkimus. Kansanterveyslaitoksen julkaisuja 2006: B10. Helsinki: KTL; 2006. http://www.terveys2000.fi/julkais»4. Oulun alueen mallissa oli kaksi ikä- ja sukupuolirakennetta kuvaavaa muuttujaa, joilla oli positiivinen yhteys hammashoidon sv-korvauksiin: 25–44-vuotiaiden naisten sekä 45–64-vuotiaiden miesten osuus. Myös Turun miljoonapiirin mallissa näillä oli positiivinen yhteys sv-korvauksiin. Lisäksi Turun mallissa yli 75-vuotiailla naisilla oli myös positiivinen yhteys sv-korvauksiin. Tampereen alueen mallissa 65–74-vuotiaiden naisten osuudella oli negatiivinen yhteys sv-korvauksiin. Näitä havaintoja ei voida yksiselitteisesti tulkita ja ne kannustavatkin jatkotutkimuksiin.

Muista alueista poiketen Tampereen alueen malliin valikoitui myös puoluekannatusmuuttuja. Mallissa keskustan puoluekannatuksella (eduskuntavaaleissa 2007) oli negatiivinen yhteys sv-korvauksiin. Muuttuja kertoo todennäköisesti samasta asiasta kuin maa- ja metsätalouden työpaikkojen osuus Helsingin alueen mallissa: keskustalla on suurempi kannatus maaseutumaisissa ja syrjäisemmissä kunnissa.

Eri sektorien hammashoitopalvelut ovat tunnetusti pitkälti toisiaan korvaavia (mm. «Nguyen L. Dental Service Utilization, Dental Health Production and Equity in Dental Care: the Finnish Experience. Research Report 2008: 173. Helsinki: Stakes; 2008.»3 «Nguyen L, Häkkinen U, Pekurinen M, Rosenqvist G, Mikkola H. Determinants of Health Care Expenditure in a Decentralized Health Care System. Discussion Papers 2009: 21. Helsinki: THL; 2009. http://www.t»5 «Pekurinen M, Erhola M, Häkkinen U, Jonsson PM, Keskimäki I, Kokko S ym. Sosiaali- ja terveydenhuollon monikanavaisen rahoituksen edut, haitat ja kehittämistarpeet. Helsinki: THL; 2010. http://www.thl.»12 ). Tällöin valintavaiheiden näkökulmasta julkisen hammashoidon suuret menot viittaavat siihen, että toisessa valintavaiheessa monet kuntalaiset ovat valinneet julkisen sektorin hammashoidolleen. Tämän seurauksena yksityiselle sektorille jää vähemmän asiakkaita, joten vähentävä yhteys yksityisen hammashoidon sv-korvauksiin on oletettava tulos. Tilastollisen tarkastelun perusteella julkisen hammashoidon menot valikoituivat kolmeen aluemalliin selittäväksi muuttujaksi (KYS, OYS, TAYS).

Helsingin ja Turun miljoonapiireissä julkisen hammashoidon menot ei ollut merkitsevä muuttuja. Tähän voi olla useitakin syitä. Ensinnäkin osassa näiden alueiden kunnista saattaa olla ylitarjontaa yksityishammaslääkäripalveluista, mikä saa yksityishammaslääkärit näissä kunnissa luomaan tavanomaista enemmän kysyntää (SID). Yhteyden puuttuminen voi johtua myös siitä, että yksityisellä ja julkisella hammashoitosektoreilla on omat vakiintuneet käyttäjänsä, jotka eivät vaihda helposti sektorista toiseen. Tällöin julkisella sektorilla tuotettujen palvelujen vähäisyys ja palvelujen huono saatavuus eivät lisää yksityisten palveluiden käyttöä. Ja päinvastoin, vaikka julkisella sektorilla tuotettaisiin paljon palveluja ja sinne pääsy olisi helppoa, niin siitä huolimatta yksityissektorilla käyvät käyttäisivät edelleenkin yksityissektorin palveluja. Tämän hypoteesin tutkimiseen vaaditaan kuitenkin paneeliaineisto. Tutkimuksen tulokset avaavatkin mielenkiintoisen jatkotutkimuskohteen ja pohdinnan siitä, miten hammashoitopalvelujärjestelmä pitäisi Suomessa rahoittaa ja organisoida.

Determinants of Reimbursements for Private Dental Care

Regional variation in reimbursements for private dental care is known to be significant. The highest amounts of reimbursements paid per capita are seen in southwestern and southern Finland and in the major cities. The aim of this study was to identify factors determining the variation between municipalities in reimbursements for private dental care. The data were collected from municipal-level public e-registers for the year 2007. The method of analysis was regression analysis, with the dependent variable being reimbursements paid per capita. Those variables that generated the highest coefficients of determination were selected for the models.

We concluded that no satisfactory national model could be formed, because the regional distribution of residuals was clearly uneven. This is probably due to the regionally divergent characteristics of private dental care users. Thus, a more finely differentiated framework of regional analysis (like the University Hospital Districts (UHDs) used in this study) should be used when the regional variation in reimbursements is modelled.

Another focus was the relationship between reimbursements for private dental care and expenditures for municipal dental care. In the Helsinki and Turku UHDs this relationship was not statistically significant, which may be due to several reasons. First, there may be some oversupply and supplier-induced demand for private-sector services in some of the municipalities belonging to these UHDs, which may distort the relationship. Second, this may be a sign of highly segmented user groups in the private and public sectors. To prove these hypotheses, further research with micro-level panel data is needed.