Suomen Hammaslääkärilehti

Koulutus ja korvattavan hammashoidon käyttö Norjassa

Suomen Hammaslääkärilehti
2021;6(28):40-46
Jostein Grytten

Käynyt läpi vertaisarvioinnin. Hyväksytty julkaistavaksi 27.4.2020.

Tasa-arvoinen hoitoonpääsy terveyspalveluihin ja suun terveydenhuoltoon on ollut tärkeä periaate Pohjoismaiden hyvinvointipolitiikassa. Periaate on ollut tärkeä perusta osittain tai kokonaan korvattavalle aikuisten hammashoidolle. Tavallinen olettamus on, että korvaukset vähentävät eroja hammashoitopalvelujen käytössä. Tässä artikkelissa tehdään yhteenveto yhden tutkimushankkeen tuloksista, jossa tarkasteltiin kyseisen olettamuksen paikkansapitävyyttä. Tutkimus perustuu kansalliseen ja edustavaan rekisteritietoon, jossa käytetään Norjan 9-vuotisen pakollisen oppivelvollisuuden käyttöönottoa koulutuksen pituuden vaihtelun luomiseksi. Uudistus tuli voimaan kuntatasolla 13 vuoden aikana vuosien 1960 ja 1972 välillä. Ennen uudistusta pakollinen oppivelvollisuus oli 7 vuotta. Uudistusta voidaan pitää luonnollisena kokeena, jossa henkilöt sattumanvaraisesti jaetaan koeryhmään (9-vuotinen pakollinen oppivelvollisuus) ja verrokkiryhmään (7-vuotinen pakollinen oppivelvollisuus) olosuhteissa, joihin eivät koehenkilöt eivätkä tutkijat pääse vaikuttamaan. Tulokset osoittavat eroja, joiden mukaan korvattava hammashoito on paremmin pidemmän kuin lyhyemmän koulutuksen saaneiden käytettävissä. Voidaan siis päätellä, että toimenpidekohtaiseen hinnoitteluun perustuvat korvaukset suosivat niitä, joilla on pidempi koulutus.

Tasa-arvoinen hoitoonpääsy terveyspalveluihin ja suun terveydenhuoltoon on ollut tärkeä periaate Pohjoismaiden hyvinvointipolitiikassa (1). Periaate on ollut perustana lasten ja alle 18-vuotiaiden nuorten maksuttomalle suun terveydenhuollolle. Ei ole hyväksyttävää, että lasten ja nuorten hammashoitopalvelujen käyttöä rajoittaa vanhempien taloudellinen tilanne. Julkisesti korvattava hammashoito turvaa vanhempien maksukyvystä ja sosiaalisesta asemasta riippumatta kaikille lapsille ja nuorille tarpeelliset hammashoitopalvelut. Kyseisen palvelun tuottaa pääasiassa julkinen hammashuolto, jossa hammaslääkärit ja hammashoitajat työskentelevät kiinteällä palkalla.

Aikuisten hammashoito on monissa Pohjoismaissa perinteisesti rahoitettu eri tavalla kuin lasten ja nuorten hammashoito (2). Aikuisista suurimman osan hoitavat yksityiset palveluntuottajat, joilla maksu perustuu toimenpidekohtaiseen hinnoitteluun markkinoiden ehdoilla. Viranomaisten mielipide on, joskin vaihtelevassa määrin, että aikuisväestössäkään sosiaalinen asema ja taloudellinen tilanne ei saisi ratkaista hoitoon pääsyä. Sosiaalisten erojen välttämiseksi aikuisten hammashoidossa on ollut tavallista, että korvaus perustuu toimenpidekohtaiseen taksaan (3). Eri tarvekriteerien perusteella valtio korvaa kokonaan tai osittain hammashoidon kustannukset.

Suurin heikkous toimenpidekohtaiseen taksaan perustuvissa korvauksissa liittyy korvauksen maksajan rajoitettuun kontrollimahdollisuuteen (4, 5). Yhtä vakava, mutta vähemmän huomioitu heikkous saattaa olla jakopolitiikan vaikutuksiin liittyvät rajoitukset. Ei ole nimittäin päivänselvää, että toimenpidekohtaiseen taksaan perustuvat korvaukset menevät eniten tarvitseville. Korvauksen saamisen edellytys on, että potilas hakeutuu hammaslääkäriin ja hammaslääkäri suorittaa kyseisen hoidon. Ei kuitenkaan ole itsestään selvää, että kaikki mittavan hammashoidon tarpeessa olevat hakeutuvat hammaslääkäriin, vaikka taloudelliset rajoitukset pienenisivät tai poistettaisiin kokonaan (ks. 6–8, ajankohtaisen kirjallisuuden yleiskatsaus). Tässä artikkelissa pohditaan sosiaalisen aseman merkitystä mitattuna koulutuksen pituudella. Tutkimuskysymyksenä on, riippuuko norjalaisen aikuisväestön julkisesti korvattavan hammashoidon käyttö väestön koulutustasosta.

Artikkelin tarkoitus on tehdä tutkimustuloksista yhteenveto, jossa tarkastellaan toimenpidekohtaiseen taksaan perustuvaa korvattavaa hammashoitoa jakopoliittiselta näkökannalta (9–11). Tutkimuksen otsikko kuuluu: Kuka saa ja kuka ei? Jakopolitiikan vaikutukset korvattavaan hammashoitoon. Tutkimusaineisto on saatu kansallisesta ja edustavasta rekisteritiedosta. Kyseisen aineiston etuna on, että se mahdollistaa analyysin koulutuksen ja hammashoitopalvelujen käytön välisestä syy-seuraussuhteesta. Analyysimenetelmä perustuu tutkimuksiin kymmenen viime vuoden syy-seuraussuhteita koskevista päätelmistä, eli miten koulutus vaikuttaa sairauksiin ja terveyspalvelujen käytön eroihin (ks. 12–15, kansainvälisen kirjallisuuden yleiskatsaus). Keskeisiä pohjoismaisia tutkimuksia ovat: Meghir ym. (2018), Fisher ym. (2015), Grytten ym. (2014) ja Grytten ym. (2020) (16–19). Seuraavassa otetaan esille tärkeimmät menetelmät, tulokset ja poliittiset seuraukset.

Aineisto ja menetelmät

Regressioanalyysi – tavallisin analyysimenetelmä

Ongelman valaisemiseksi tarvitaan kausaalista ymmärrystä empiirisestä lähestymistavasta. Tavallinen regressioanalyysi (engl. ordinary least squares eli OLS) johtaa helposti virheellisiin tuloksiin (14, 20, 21). Osittaisena syynä tähän on se, että kaikkia mahdollisia kolmansia muuttujia on vaikea kontrolloida, erityisesti niitä, joita ei voi kovin helposti mitata (esim. yksilölliset ominaisuudet). Joskus on myös vaikea päättää, mitkä selittävät muuttujat pitäisi sisällyttää analyysiin (22). Jos oikeaa selittävää muuttujaa ei sisällytetä, voidaan pahimmassa tapauksessa sulkea pois yhteys, joka halutaan löytää. Lisäksi on vaikea ottaa huomioon käänteistä kausaliteettia, eli sitä että henkilön terveydentila saattaa myös vaikuttaa koulutustasoon.

Yksi tavallisimmista virhelähteistä on sulkea pois kolmas muuttuja, joka on yhteydessä sekä koulutuksen pituuteen että korvattavien hammashoitopalvelujen käytön todennäköisyyteen. Tyypillisiä ominaisuuksia ovat asuinpaikka, aikapreferenssi ja suun terveydentila (20, 23, 24). Esimerkiksi lahjakkailla henkilöillä on suurempi todennäköisyys suorittaa korkeakoulututkinto ja myös tarvittaessa hakeutua hammashoitoon kuin vähemmän lahjakkailla yksilöillä. Lisäksi korkeasti koulutetut henkilöt asuvat todennäköisemmin hyvinvoivissa kaupunginosissa tai hyvinvoivilla alueilla kuin lyhyen koulutuksen saaneet. Myös koulut ja hammashoitopalvelut ovat parempia hyvinvoivilla kuin huono- osaisilla alueilla. Aikapreferenssien huomioinnin puute voi myös toimia virhelähteenä. Esimerkiksi tulevaisuuteen suuntautuvat henkilöt sijoittavat enemmän koulutukseen ja tarpeelliseen hammashoitoon kuin nykyhetkessä elävät (25). Koska esimerkiksi asuinpaikka ja aikapreferenssit ovat positiivisesti yhteydessä sekä koulutukseen että hoidon käytön todennäköisyyteen, näiden muuttujien poisjättäminen regressioanalyysistä johtaa koulutuksen merkityksen ylikorostumiseen (upward bias). Hammassairaudet ovat positiivisesti yhteydessä hoitoon ja negatiivisesti koulutukseen, joten hammassairauden huomiotta jättäminen regressioanalyysissä heikentää koulutuksen merkitystä tuloksissa (downward bias).

Satunnaistaminen – melkein mahdotonta, jos altistumismuuttujana on koulutus

Ihanteellinen tutkimusasetelma olisi sellainen, jossa koehenkilöt jaettaisiin ryhmiin, jotka saisivat eri pituisen koulutuksen (26). Logiikkana on henkilöiden jakautuminen eri ryhmiin sattumanvaraisesti (satunnaistaminen). Tällöin ryhmistä tulee koulutuksen pituutta lukuun ottamatta samanlaisia ominaisuuksiltaan, millä on merkitystä tuloksen kannalta. Kun katsomme tulosten eroja ryhmien välillä, voimme päätellä, että erot johtuvat koulutuksen pituuden eroista, eivätkä mistään muusta. Tällainen kokeilu ei kuitenkaan ole realistinen monestakaan syystä, esimerkiksi eettisistä, käytännöllisistä ja kustannussyistä.

Luonnolliset kokeet ja koulu-uudistukset

Jo yli kahden vuosikymmenen aikana epidemiologiset ja taloudelliset tieteenalat ovat hyödyntäneet luonnollisia kokeita satunnaistamisen saavuttamiseksi. Tutkittavat jaetaan silloin sattumanvaraisesti koe- ja verrokkiryhmiin luonnollisten olosuhteiden lähtökohdista, joihin eivät koehenkilöt eivätkä tutkijat pääse vaikuttamaan (27, 28). Luonnolliset kokeet ovat usein seurausta poliittisista uudistuksista, esimerkkinä 9-vuotinen oppivelvollisuus. Samanlainen koulu-uudistus tapahtui monissa Länsi-Euroopan maissa sekä Pohjois- Amerikassa ja Kanadassa eri aikoihin viime vuosisadalla. Uudistusten tyypillinen piirre oli pakollisen seitsenvuotisen oppivelvollisuuden muuttuminen yhdeksän vuoden pituiseksi. Uudistukset tapahtuivat kansallisella tasolla ja tavoittivat kaikki kouluiässä olevat lapset. Aloitusajat olivat satunnaisia lasten tunnettuihin tai tuntemattomiin ominaisuuksiin nähden. Saatiin aikaan kaksi ryhmää: seitsenvuotisen koulun käyneet lapset ja nuoret (verrokkiryhmä) ja yhdeksänvuotisen koulun käyneet (koeryhmä). Se, mihin ryhmään lapset joutuivat, päätettiin syntymävuoden ja uudistusten toimeenpanoajankohdan perusteella. Monet tutkijat ovat hyödyntäneet koulu-uudistuksia arvioidakseen koulutuksen kausaalivaikutuksia eri terveyshaitoissa (kuolleisuus ja sairastavuus) ja terveyskäyttäytymisessä. Keskeisiä yleiskatsausartikkeleja, joissa esitetään menetelmien ja tärkeimpien löytöjen yhteenvedot, ovat Galama ym. (2018), Grossman (2015), Eide ja Showalter (2011), Gathman ym. (2015) sekä Glymour ja Manly (2018) (12–15, 29).

Koulu-uudistukset ovat erityisen sopivia yksilöiden ei-mitattavien (tunnistamattomien) ominaisuuksien käsittelyyn. Tämä tarkoittaa, että voimme arvioida koulutuksen pituuden vaikutuksen, vaikka meillä ei olisikaan tietoa henkilöiden ominaispiirteistä, kuten lahjakkuuksista, asuinpaikasta, aikapreferensseistä ja hammassairauksista (30–32). Analyysit tehdään usein rekisteritiedoista. Tiedot ovat väestötasolla ja ne sisältävät tietoa olennaisista altistumis- ja tulosmuuttujista pitkän ajan kuluessa. Analyysitekniikka vaatii laajoja aineistoja. Informaatiotekniikan mullistus viimeisen vuosikymmenen aikana on kuitenkin helpottanut suurten rekisteriaineistojen sisältämän tietomäärän analysointia.

Pakollisen 9-vuotisen oppivelvollisuuden käyttöönotto Norjassa

Norjassa 9-vuotinen pakollinen oppivelvollisuus otettiin käyttöön 13 vuoden aikana vuosina 1960–1972 (33, 34). Ennen uudistusta koulu aloitettiin 7-vuotiaana ja lopetettiin 14-vuotiaana. Uudistuksen jälkeen oppilaat aloittivat koulun edelleen 7-vuotiaana, mutta lopettivat 16-vuotiaana. Vuosien 1960–1972 välisenä aikana kunnat saattoivat itse päättää, milloin uudistus otetaan käyttöön. Sen vuoksi mainitun ajanjakson aikana Norjassa oli käytössä kaksi pakollista koulujärjestelmää. Toiset kunnat ottivat uudistuksen käyttöön jo aikaisessa vaiheessa, toiset myöhemmin (kuvio 1 «»1). Tämä luo vaihtelua koulutuksen pituuteen yksittäisen kunnan alueelle. Näin ollen voimme verrata toisiinsa julkisesti korvattavan hammashoidon käytön todennäköisyyttä 9-vuotisen pakollisen oppivelvollisuuden suorittaneiden ja niiden välillä, jotka eivät ole suorittaneet sitä (9–11).

Kausaalivaikutusten arviointi instrumenttimuuttujamenetelmän avulla

Tavallinen menetelmä luonnollisten kokeiden, kuten pakollisen 9-vuotisen oppivelvollisuuden käyttöönoton, vaikutusten mittaamiseen on instrumenttimuuttujan käyttö. Emme tässä kuitenkaan syvenny tähän tekniikkaan tarkemmin, koska se on tarkasti selitetty oppikirjoissa ja yleiskatsausartikkeleissa (30–32, 35). Kerromme vain lyhyesti menetelmän takana olevat ajatukset lähtökohtana kuvio 2 «»2. Menetelmä sisältää kaksivaiheisen regressiomallin.

Ensimmäisessä vaiheessa koulutuksen pituus on selitettävä (riippuva) muuttuja, joka selitetään koulu-uudistuksen käyttöönotolla. Tämä ottaa huomioon koulutuksen vaihtelusta sen, onko henkilö käynyt 9-vuotisen koulun vai ei. Toisessa vaiheessa käytetään ensimmäisen vaiheen ennustemallia korvattavan hammashoidon käytön todennäköisyyden arviointiin. Tämä voidaan tulkita kausaali- eli syy-seuraussuhteeksi. Oletuksena on, että se onko henkilö altistettu koulu-uudistukselle vai ei, vaikuttaa korvattavan hammashoidon käytön todennäköisyyteen ainoastaan ennustettavan koulutuksen pituuden kautta. Tämä on uskottava oletus, koska uudistuksen käyttöönoton ajankohta yksittäisissä kunnissa ei ole voinut olla seurausta tutkijoiden vaikutuksesta eikä johdu oppilaiden ominaisuuksista.

Aineisto, lopputulosmuuttujat ja regressiomalli

Analyysissä yhdistettiin tieto koulu-uudistuksen käyttöönoton ajankohdasta ja siitä, onko henkilö mahdollisesti saanut korvattavaa hammashoitoa vai ei. Viimeksi mainittu tieto on haettu sähköisestä KUHR-tietokannasta (Kontroll og Utbetalinger av Helserefusjoner), jonka omistaa Norjan terveysvirasto (https://www.helsedirektoratet.no/tema/ statistikk-registre-og-rapporter/ helsedata-og-helseregistre/kuhr). Norjan tilastollisella keskustoimistolla on tietoja henkilöiden syntymäajoista ja osoitteista aina 1960-luvulta asti. Näin voimme yhdistää korvausten saamisen suoraan henkilöön riippumatta siitä, oliko hän vuosien 1960–1972 välisenä aikana käynyt 9 vuotta koulua tai ei (https://www.ssb.no/utdanning/ norsk-standard-for-utdanningsgruppering). Tutkimushanke, jossa mainitut tiedot yhdistettiin toisiinsa, vaati Norjan lääke- ja terveydenhoidon tutkimuksen eettisen aluetoimikunnan hyväksynnän (hankenumero 2013/1844). Yleiskatsausartikkelimme ei vaatinut lisähyväksyntää.

Toisen vaiheen regressioanalyysin tulokset esitellään käyttäen kolmea lopputulosmuuttujaa:

  • kaikkien julkisesti korvattavien hoitojen käytön todennäköisyys
  • julkisesti korvattavan parodontaalisen hoidon käytön todennäköisyys
  • julkisesti korvattavan proteettisen ja implanttihoidon käytön todennäköisyys.

Norjassa potilaan täytyy maksaa omavastuuosuus muun muassa tutkimuksista, vaikka julkinen korvaus kattaa hoidon. Omavastuuosuuden suuruus vaihtelee hoitotyypin ja sen laajuuden perusteella. Proteettisen hoidon omavastuuosuus on isompi kuin parodontaalisen hoidon. Sen vuoksi voidaan ajatella, että koulutukseen liittyvät erot ovat suuremmat siellä, missä omavastuuosuus on suurempi.

Käytimme kaikissa analyyseissa lineaarista regressiomallia (36). Regressiokerroin voidaan silloin tulkita korvattavan hammashoidon käytön todennäköisyyden muutokseksi prosenttiyksikköinä ilmaistuna, kun koulutuksen pituus kasvaa vuodella. Tämä on absoluuttisen muutoksen arvo. Esitämme myös suhteellisen muutoksen prosentteina.

Tulokset

Riippuuko julkisesti korvattavan hammashoidon käyttö koulutuksesta?

Kaikkien analyysiemme mukaan julkisesti korvattavan hammashoidon käytön todennäköisyys kasvaa koulutuksen pituuden mukana; toisin sanoen pitkän koulutuksen saaneet hyötyvät korvattavasta hammashoidosta eniten (taulukko 1 «»3). Kaikissa vuoden aikana tehdyissä hoitotoimenpiteissä vaikutus on kaksi prosenttiyksikköä tai suhteellisena osuutena ilmaistuna 15 prosenttia.

Vaikutukset proteettisiin hoitoihin, implanttiprotetiikka mukaan lukien, ovat odotetusti suurimmat. Miehillä todennäköisyys näiden hoitojen käyttöön lisääntyy 30 prosenttia yhden vuoden lisäkoulutuksella. Naisten kohdalla ei todeta vaikutusta. Kahden muun lopputulosmuuttujan kohdalla vaikutus on samanlainen sekä miehillä että naisilla.

Tavallinen regressioanalyysi aliarvioi koulutuksen vaikutuksen

Taulukossa 1 esitetään myös tavallisen regressioanalyysin (OLS) tulokset. Kaikissa lopputulosmuuttujissa instrumenttimuuttujamenetelmän toisen vaiheen arvot ovat noin kaksi kertaa suuremmat kuin tavallisella regressioanalyysillä saadut estimaatit. Tämä osoittaa, että suun terveydentila on tärkeä taustamuuttuja, jota ei ole otettu huomioon tavallisessa regressioanalyysissä. Lahjakkuus, asuinpaikka ja aikapreferenssi eivät todennäköisesti olleet tärkeitä taustamuuttujia, koska tavallisella regressioanalyysillä saadut estimaatit pysyttelevät nollan tienoilla (downward biased).

Tavallisen regressioanalyysin ja instrumenttimuuttujamenetelmän toisen vaiheen estimaattien väliset erot tukevat jälkimmäisen menetelmän käytön merkitystä, koska siinä sekä tunnistettavat että ei-tunnistettavat muuttujat on otettu huomioon.

Pohdinta – realiteetit ja mahdollisuudet

Julkisesti korvattavan hammashoidon jakopolitiikan vaikutuksista on vain muutamia tutkimuksia, mutta yhden kuvailevan tutkimuksen tulokset vastaavat omia tuloksiamme. Eräässä eurooppalaisessa 11 maata käsittävässä tutkimuksessa osoitettiin, että julkisten korvausjärjestelmien maissa palvelujen käyttö oli suurempaa korkeasti koulutetuilla kuin vähemmän koulutetuilla (37). Aikuisväestön hammashoitopalvelujen pääpaino on kaikissa Pohjoismaissa yksityisellä sektorilla (3). Julkisesti korvattavan hammashoidon laajuus vaihtelee maasta toiseen, mutta jokaisessa maassa kantava periaate on, että julkisesti korvattava hammashoito perustuu toimenpidekohtaiseen taksaan (3). On selvää, että meidän täytyy olla varovaisia yleistäessämme tuloksia muihin Pohjoismaihin, mutta koska maiden hammashoitopalvelujen järjestämisessä ja rahoituksessa on yhteisiä piirteitä, on syytä uskoa, että Norjasta saamamme tulokset pätevät myös muihin Pohjoismaihin.

Ei ole täysin selvää, miten eroja julkisesti korvattavan hammashoidon käytössä voidaan pienentää tai kokonaan poistaa. Yksi vaihtoehto olisi, että ryhdytään toimenpiteisiin, jotka tukevat kysyntää, esimerkiksi tiedottamalla korvausjärjestelmästä helposti ymmärrettävällä tavalla myös vähemmän koulutettujen keskuudessa. Ei kuitenkaan ole mahdotonta, että tiedotuskampanjoista huolimatta eroja saattaa silti jäädä.

Perustavampaa laatua oleva kysymys kuitenkin on, onko nykyinen toimenpidekohtaiseen taksaan perustuva korvaus asianmukainen koulutuserojen tasaamiseen. Ilmiselvä heikkous nykyisessä järjestelmässä on, että vain hammashoitoon hakeutuvat hyötyvät siitä. Perinteisesti näillä potilailla on vähiten hammashoidon tarvetta ja korkeimmat ansiot (38). Toisin sanoen ne, jotka tarvitsevat vähiten, saavat eniten. Sen vuoksi olisi hyvä, että organisaatioja/ tai rahoitusuudistukset yrittäisivät nykyistä enemmän kiinnittää huomion niihin, jotka putoavat nykyisen järjestelmän ulkopuolelle.

Tähän on olemassa useita vaihtoehtoja. Esimerkiksi järjestäjäpuolella voisi vaihtoehtona olla kynnyksettömien palvelumuotojen tarjoaminen. Tätä voisi erityisesti kohdistaa lyhyen koulutuksen saaneisiin ryhmiin, jotka hakeutuvat harvoin tai eivät koskaan hammashoitopalveluihin. Rahoituspuolella voisi vaihtoehtona olla, että hammaslääkäreille annettaisiin väestövastuu (39, 40). Tämä voitaisiin toteuttaa siten, että otettaisiin käyttöön omalääkärijärjestelmä, joka osittain kustannettaisiin asukaskohtaisella maksulla, kuten Ruotsissa on tehty osassa aikuisväestöä (3). Näin voitaisiin vahvistaa hammaslääkärin ja potilaan välistä suhdetta – potilaat tietäisivät, keneltä hammaslääkäriltä he voivat saada hoitoa, ja hammaslääkärit tietäisivät, keistä potilaista heillä on vastuu. Tämä saattaisi lisätä turvallisuutta hammaslääkäri-potilassuhteessa, kun muun muassa hoidon saatavuus olisi turvattu. Hammaslääkärin vastuulla olisi tarjota täysipainoinen hoito kaikille hänelle osoitetuille potilaille riippumatta näiden koulutustasosta, myös laajan hammashoidon tarpeessa oleville.

Tutkimuksessamme hyödynsimme luonnollista koetta, jossa edellytettiin, että henkilöt jakautuvat satunnaisesti kahteen ryhmään: 7-vuotisen koulun käyneisiin (verrokkiryhmä) ja 9-vuotisen koulun käyneisiin (koeryhmä). Ajatuksena tässä menetelmässä oli, että suljimme pois mahdolliset kolmannet muuttujat, jotka saattavat olla yhteydessä sekä koulutuksen pituuden että hammashoidon korvausten saamisen todennäköisyyden kanssa. Menetelmän vahvuutena on, että kun olemme onnistuneet sulkemaan pois tuloksiin mahdollisesti vaikuttavat kolmannet tekijät, sitä voidaan testata. Tämä voidaan tehdä vähintään kahdella tavalla (9–11).

Ensinnäkin voidaan tehdä lumetesti. Tämä olisi kokeilu, jossa koulu-uudistus olisi otettu käyttöön aikaisemmin kuin se todellisuudessa tehtiin. Tällaisessa kokeilussa koulu-uudistuksella ei pitäisi olla vaikutusta lopputulosmuuttujiin. Jos havaitsisimme vaikutuksia, täytyisi instrumenttimuuttujan (kouluuudistuksen) olla yhteydessä yhteen tai useampaan kolmanteen muuttujaan. Käytännössä tämä merkitsisi, että julkisesti korvattavan hammashoidon käyttö määräytyisi muun syyn kuin koulutuksen perusteella. Teimme lumetestejä kaikissa tutkimuksissamme (9–11). Näissä testeissä emme havainneet koulutuksen pituuden vaikuttavan julkisesti korvattavien hammashoitopalvelujen käytön todennäköisyyteen. Tämä vahvistaa, että taulukosta 1 ilmenevät tulokset voidaan selittää koulutuksen pituudella, eikä yhdellä tai useammalla kolmannella muuttujalla.

Toiseksi voimme laajentaa itse instrumenttimuuttujamenetelmää sisällyttämällä siihen tunnistettavia selittäviä muuttujia. Silloin tutkimme sitä, onko regressioestimaatti erilainen riippuen siitä, onko selittäviä muuttujia sisällytetty malleihin vaiko ei. Jos näin on, se tarkoittaa, että koulu-uudistuksen käyttöönotto ei ole satunnainen muuttuja, vaan se on yhteydessä olennaisiin selittäviin muuttujiin. Olettamus satunnaistamisesta ei ole silloin täyttynyt. Suoritimme lisäanalyysejä monentyyppisillä yksilötason selittävillä muuttujilla: sukupuoli, siviilisääty, ammatti, talouden ansiotulot ennen ja jälkeen verotuksen sekä vammaistuen saanti (9–11). Taulukossa 1 raportoidut instrumenttimuuttujamenetelmän regressioestimaatit eivät muuttuneet, kun mainitut muuttujat sisällytettiin analyyseihin.

Tutkimusten, joissa tutkitaan koulutuksen kausaalisia vaikutuksia terveyden ja terveyspalvelujen käytön eroihin koulu-uudistuksen avulla (ks. 12–15, kansainvälisen kirjallisuuden yleiskatsaus), rajoituksena on – omat tutkimuksemme mukaan lukien – että koulutarjonnan laatua ei mitata selkeästi. Ajatellaan, että koulutuksen pituuden ja oppimistuloksina mitatun laadun välillä on yhteys. Todennäköisesti asia onkin näin. Alan kirjallisuudessa on kuitenkin rajoitteita, joita toivottavasti voidaan selvittää tulevissa tutkimushankkeissa.

Johtopäätös

Toimenpidekohtaiseen taksaan perustuva julkisesti korvattava hammashoito on vallalla oleva malli, jota viranomaiset nykyisin käyttävät aikuisten hammashoidossa. Tutkimuksemme tulokset osoittavat, että jakopoliittisesta näkökulmasta katsoen ei ole päivänselvää, että tulevaisuudessa tämän pitäisi olla ainoa tapa, jolla korvauksia jaetaan. Rahoitusmalli ei automaattisesti turvaa tasa-arvoa julkisesti korvattavien hammashoitopalvelujen käytössä väestön koulutustasosta riippumatta. Tulokset päinvastoin osoittavat eroja siinä, kuka saa ja kuka ei saa julkista korvausta. Tutkimusten lähtökohtana oli Norjan koulu-uudistuksen käyttöönotto ja analyyttisena lähestymistapana kausaalisten syy-yhteyksien etsiminen.

Jostein Grytten
professor
Universitetet i Oslo,
Seksjon for sammfunsodontologi
josteing@odont.uio.no
Käännös: Laura Koskela

Kirjallisuutta

  1. Holst D. Varieties of oral health care systems. Public dental services: organisation and financing of oral health care services in the Nordic countries. Kirjassa: Pine CM, Harris E (toim.). Community Oral Health. 2. painos. New Malden, Surrey: Quintessence Publishing; 2007: 283–91.
  2. Widström E, Ekman A, Aandahl LS ym. Developments in oral health policy in the Nordic countries since 1990. Oral Health Prev Dent 2005; 3: 225–35.
  3. Bilde L, Bækø C, Kiil A. Hvad ved vi om brugerbetaling og efterspørgsel efter voksentandpleje? – Del II: International sammenligning af erfaringer med brugerbetaling i voksentandplejen. VIVE 2018.
  4. Grytten J. Models for financing dental services. A review. Community Dent Health 2005; 22: 75–85.
  5. Evans RG, Williamson MF. Extending Canadian health insurance: options for pharmacare and denticare. 1. painos. Toronto: University of Toronto Press; 1978.
  6. Grytten J. The Norwegian dental care market. Empirical studies on accessibility and supplier inducement in the adult population [doktoravhandling]. Oslo: Universitetet i Oslo; 1992.
  7. Somkotra T, Detsomboonrat P. Is there equity in oral healthcare utilization: experience after achieving Universal Coverage. Community Dent Oral Epidemiol 2009; 37: 85–96.
  8. Maserejian NN, Trachtenberg F, Link C ym. Underutilization of dental care when it is freely available: a prospective study of the New England Children’s Amalgam Trial. J Public Health Dent 2008; 68: 139–48.
  9. Grytten J, Skau I. Do patients with more education receive more subsidized dental care? Evidence from a natural experiment using the introduction of a school reform in Norway as an instrumental variable. Med Care 2018; 56: 877–82.
  10. Grytten J, Skau I. The impact of education on the probability of receiving periodontal treatment. Causal effects measured by using the introduction of a school reform in Norway. Soc Sci Med 2017; 188: 128–36.
  11. Grytten J, Skau I. Inequalities according to level of education in access to fixed prosthodontic treatment in Norway. Causal effects using the introduction of a school reform as an instrumental variable. Käsikirjoitus 2020.
  12. Galama T, Lleras-Muney A, van Kippersluis H. The effect of education on health and mortality: a review of experimental and quasi-experimental evidence. Oxford Research Encyclopedia of Economics and Finance 2018.
  13. Grossman M. The relationship between health and schooling? What’s new? Nordic J Health Econ 2015; 3: 7–17.
  14. Eide ER, Showalter MH. Estimating the relation between health and education: what do we know and what do we need to know? Econ Edu Rev 2011; 30: 778–91.
  15. Gathmann C, Jürges H, Reinhold S. Compulsory schooling reforms, education and mortality in twentieth century Europe. Soc Sci Med 2015; 127: 74–82.
  16. Meghir C, Palme M, Simeonova E. Education and mortality: evidence from a social experiment. Am Econ J Appl Econ 2018; 10: 234–56.
  17. Fischer M, Karlsson M, Nilsson T. Effects of compulsory schooling on mortality: evidence from Sweden. Int J Environ Res Public Health 2013; 10: 3596–618.
  18. Grytten J, Skau I, Sørensen RJ. Educated mothers, healthy infants. The impact of a school reform on the birth weight of Norwegian infants 1964–2005. Soc Sci Med 2014; 105: 84–92.
  19. Grytten J, Skau I, Sørensen R. Who dies early? Education, mortality and causes of death in Norway. Soc Sci Med 2020; 245: 112601.
  20. Grossman M. Education and nonmarket outcomes. Kirjassa: Hanushek EA, Welch F (toim.). Handbook of the Economics of Education. 2. painos. Amsterdam: Elsevier; 2006.
  21. Listl S, Jürges H, Watt RG. Causal inference from observational data. Community Dent Oral Epidemiol 2016; 44: 409–15.
  22. Grytten J. The impact of education on dental health – ways to measure causal effects. Community Dent Oral Epidemiol 2017; 45: 485–95.
  23. Oreopoulos P, Salvanes KG. Priceless: the nonpecuniary benefits of schooling. J Econ Perspect 2011; 25: 159–84.
  24. Grossman N, Kaestnar R. Effects of education on health. Kirjassa: Behrman JR, Stacey N (toim.). The Social benefits of education. 1. painos. Ann Arbor: The University of Michigan Press, 1997.
  25. Fuchs VR. Time preference and health: an exploratory study. Kirjassa: Fuchs VR (toim.). Economic aspects of health. 1. painos. Chicago: University of Chicago Press for the National Bureau of Economic Research; 1982: 93–120.
  26. Deaton A, Cartwright N. Understanding and misunderstanding randomized controlled trials. Soc Sci Med 2018; 210: 2–21.
  27. Rassen JA, Brookhart MA, Glynn RJ. ym. Instrumental variables I: instrumental variables exploit natural variation in nonexperimental data to estimate causal relationships. J Clin Epidemiol 2009; 62: 1226–32.
  28. Deaton A. Instruments, randomization, and learning about development. J Econ Lit 2010; 48: 424–55.
  29. Glymour MM, Manly JJ. Compulsory schooling laws as quasi-experiments for the health effects of education: reconsidering mechanisms to understand inconsistent results. Soc Sci Med 2018; 214: 67–9.
  30. Angrist JD, Pische JS. Mostly harmless econometrics. An empiricists’s companion. 1. painos. Princeton: Princeton University Press; 2009: 113–218.
  31. Stock JH. Instrumental variables in statistics and econometrics. Kirjassa: Smelser NJ, Baltes P (toim.). International encyclopedia of the social behavioral sciences. Amsterdam: Elsevier; 2001: 7577–82.
  32. Wooldridge JM. Introductory econometrics. A modern approach. International edition. 5. painos. South-Western: Cengage Learning; 2013: 64–108, 490–557.
  33. Lie SS. Regulated social change: a diffusion study of the Norwegian comprehensive school reform. Acta Sociol 1973; 16: 332–52.
  34. Telhaug AO. Den 9-årige skolen og differensieringsproblemet. En oversikt over den historiske utvikling og den aktuelle debatt. Oslo: Lærerstudentenes Forlag; 1969.
  35. Martens EP, Pestman WR, de Boer A. ym. Instrumental variables. Application and limitations. Epidemiology 2006; 17: 260–7.
  36. Angrist JD. Estimation of limited dependent variables models with dummy endogenous regressors. J Bus Econ Stat 2001; 19: 2–28.
  37. Palència L, Espelt A, Cornejo-Ovalle M. ym. Socioeconomic inequalities in the use of dental care services in Europe: what is the role of public coverage? Community Dent Oral Epidemiol 2014; 42: 97–105.
  38. Grytten J, Holst D, Skau I. Demand for and utilization of dental services according to household income in the adult population in Norway. Community Dent Oral Epidemiol 2012; 40: 297–305.
  39. Grytten J. Trygdepolitiske problemstillinger i tannhelsetjenesten – en oversikt. Nor Tannlegeforen Tid 2010; 120: 308–15.
  40. Grytten J. Payment systems and incentives in dentistry. Community Dent Oral Epidemiol 2017; 45: 1–11.