Policzyliśmy, ile hospitalizacji przychodnia POZ może odjąć swoim pacjentom. Wszystko, co kontroluje, jest mniejsze niż sam szum losowy

1. Gdzie w ogóle siedzą te zdarzenia

Bierzemy medianową przychodnię: lista aktywna 4 093 pacjentów, czyli środek rozkładu 5 975 świadczeniodawców POZ. Nakładamy na nią krajowe stopy hospitalizacji w podziale na wiek i płeć. Wychodzi 797,5 hospitalizacji rocznie, z czego 28,0 to zdarzenia możliwe do uniknięcia przy dobrej opiece ambulatoryjnej — w definicji OECD, po rozpoznaniu głównym, w populacji 15 lat i starszej.

Osoby po 65. roku życia to 20,1 proc. listy i 40,1 proc. hospitalizacji. 821 osób z 4 093 generuje 319,9 z 797,5 zdarzeń. Działanie skierowane do kohorty, w której zdarzeń nie ma, nie ma czego odjąć — i to jest pierwsza rzecz, którą pokazuje kalkulator niżej.

W grupie 18–39 lat kobiety trafiają do szpitala dwa i pół raza częściej niż mężczyźni. To jedyna kohorta z takim odwróceniem, a powód jest oczywisty i wart nazwania wprost: porody i ciąża, czyli rozdział O klasyfikacji, który w polskich danych za 2023 r. daje 385 tysięcy wypisów. Do oceny opieki podstawowej ta kohorta nadaje się najgorzej z całej listy. Mężczyźni po 65. roku życia trafiają do szpitala o jedną trzecią częściej niż kobiety w tym wieku — a jest ich na liście znacznie mniej, bo wcześniej umierają. Rachunek na samej strukturze wieku, bez płci, myli się w tej kohorcie w obie strony naraz.

2. Sufit, pod którym mieści się cały ten tekst

Zanim policzymy, co da się odjąć, trzeba powiedzieć, ile w tej liczbie jest samego przypadku. Hospitalizacje to zdarzenia rzadkie i niezależne, więc ich roczna liczba ma rozkład Poissona: przy wartości oczekiwanej λ odchylenie standardowe wynosi pierwiastek z λ. Przy 28,0 zdarzeniach to 5,3 — czyli 18,9 proc. wartości.

Wydłużenie okna obserwacji pomaga, ale wolno, bo błąd spada z pierwiastkiem czasu. Dziesięć lat obserwacji jednej przychodni pozwala wykryć różnicę 17 proc.. Lekarz POZ pracuje w jednym miejscu rzadziej niż dziesięć lat, a przez ten czas zmieni się definicja wskaźnika, sposób kodowania i sama lista pacjentów.

Rozbicie tych zdarzeń na kohorty wygląda atrakcyjnie i jest bezużyteczne. W trzech z pięciu kohort wartość oczekiwana nie sięga sześciu zdarzeń, a dolna granica lejka zaczyna się od zera. Kohorty służą do policzenia oczekiwanej sumy, nie do rozliczania przychodni z części tej sumy.

3. Co naprawdę zmniejsza liczbę hospitalizacji

Warunek wstępu na tę listę jest jeden: efekt na hospitalizacje pochodzi z przeglądu systematycznego albo metaanalizy. Nie z wytycznych, nie z pojedynczego badania obserwacyjnego, nie z tego, że coś brzmi rozsądnie. Ostatnia kolumna mówi, czy NFZ ma dziś w swoich zbiorach dane pozwalające policzyć to zachowanie dla pojedynczej przychodni.

Pięć z jedenastu tych działań polega na tym, żeby czegoś nie zrobić albo zrobić coś taniego: wypisać antykoagulant, doprowadzić ciśnienie do celu, nie wypisywać leku przeciwzapalnego choremu na niewydolność serca, nie zaczynać benzodiazepiny u osiemdziesięciolatka, zadzwonić po wypisie ze szpitala. Żadne z nich nie wymaga nowego sprzętu ani nowego etatu.

4. Lista rzeczy, które nie działają, wyszła dłuższa

To jest najbardziej niewygodna część tego tekstu i najtrudniejsza do przełknięcia dla kogokolwiek, kto pracuje w ochronie zdrowia. Poniższe działania są w Polsce postulowane regularnie, część z nich stoi w wytycznych, a metaanalizy pokazują dla nich efekt nieodróżnialny od zera.

5. Ciągłość opieki działa i nikt nie umie jej wytworzyć

Ciągłość opieki — to, czy pacjent trafia do swojego lekarza — ma najlepszy materiał dowodowy z całej tej listy. Przegląd systematyczny obejmuje 18 badań i około 15 mln pacjentów; przyjęcia do szpitala spadają o 10 do 15 proc., wizyty na oddziale ratunkowym o 10 do 20. Norweskie badanie rejestrowe na 4 552 978 osobach pokazuje zależność dawka–odpowiedź: po piętnastu latach u tego samego lekarza iloraz szans nagłego przyjęcia wynosi 0,72, a zgonu 0,75 — po dwóch latach odpowiednio 0,88.

A teraz druga połowa zdania, bez której pierwsza sprzedaje politykę publiczną bez dowodu skuteczności. Nie ma ani jednej udanej próby podniesienia ciągłości administracyjnie.

1. Anglia: obowiązek przypisania imiennego lekarza pacjentom 75+ przypisanie z 3,5 na 79,8 proc., wpływ na ciągłość 0,00 (−0,01 do 0,02)
2. Anglia: ten sam program, kohorta prospektywna ciągłość spadła o 0,024; nagłe przyjęcia wzrosły, u pacjentów powyżej 74 lat mocniej
3. Holandia: 34 strategie poprawy ciągłości, badanie z losowaniem klastrowym zero na wszystkich trzech podskalach

Te trzy porażki nie dowodzą, że ciągłości nie da się poprawić. Dowodzą, że nie poprawia jej administracyjne przypisanie nazwiska bez zmiany organizacji pracy ani dobrowolny zestaw narzędzi wdrażany w pandemii. Norweski system listy z realną odpowiedzialnością nie został tak przetestowany.

Jest jeszcze jedna rzecz, którą ten materiał mówi, a która przeczy odruchowi „ciągłość dla wszystkich”. Masa efektu leży u wąskiej grupy: pacjenci z co najmniej osiemnastoma kontaktami w roku mają 0,36 hospitalizacji możliwej do uniknięcia na osobę, a ci z dwoma do czterech kontaktów — 0,04. Dziewięciokrotna różnica. Opłaca się pilnować ciągłości u tych, którzy i tak przychodzą często.

6. Policz to sam

Poniżej jest medianowa przychodnia i wszystko, co da się w niej zrobić z udowodnionym skutkiem. Suwak przy każdym działaniu to zasięg — jaka część pacjentów, u których to działanie ma sens, faktycznie je dostaje. Zero znaczy „nikt”, sto znaczy „wszyscy, u kogo to ma sens”, czyli poziom, którego nie osiągnął dotąd żaden system ochrony zdrowia.

6b. Dwóch dźwigni nie ma w kalkulatorze i to jest osobny wynik

Dwa działania z mocnym dowodem nie mają suwaka. Nie dlatego, że nie wiemy, czy działają — wiemy. Dlatego, że Polska nie publikuje liczby, przez którą trzeba pomnożyć efekt. Za każdym razem brakuje tego samego rodzaju danej: ilu pacjentów jest dziś w sytuacji, którą chcemy zmienić.

Jedną z nich udało się odblokować w trakcie pisania. Polskie badanie populacyjne na próbie reprezentatywnej pokazuje, że co trzeci chory z rozpoznanym migotaniem przedsionków nie dostaje antykoagulantu — a to jest jedna z najskuteczniejszych interwencji w całej medycynie, zmniejszająca ryzyko udaru o 64 procent. Recepty, z których dałoby się policzyć tę liczbę dla każdej przychodni osobno, NFZ ma w komplecie, a ustawa daje mu wprost mandat do analiz, nie tylko do rozliczeń.

7. Druga strona wagi

Do tej pory mierzyliśmy tylko to, co przychodnia kontroluje. Teraz zestawmy to z tym, czego nie kontroluje, w jednej skali. To jest jedyny wykres w tym tekście, który trzeba obejrzeć uważnie.

Wszystko, na co przychodnia ma wpływ, mieści się w przedziale jednocyfrowym. Wszystko, na co wpływu nie ma, porusza wskaźnikiem o dziesiątki i setki procent. Ranking zbudowany na takim wskaźniku nie mierzy opieki — mierzy podaż łóżek, strukturę wieku, zamożność pacjentów i losowość, a wynik przypisuje lekarzowi.

8. Zbudowane łóżko to łóżko zajęte

Polska ma 6,27 łóżka szpitalnego na tysiąc mieszkańców przy średniej 4,33 i medianie 3,35 — siódme miejsce na 35 państw. Wypisów mamy 15,8 na stu mieszkańców, ósme miejsce na 34. W całym OECD związek rangowy między liczbą łóżek a liczbą wypisów wynosi 0,83. To bardzo silna zależność i ma swoją nazwę: prawo Roemera.

Sprawdziliśmy to na szesnastu polskich województwach, zestawiając hospitalizacje z grup odpowiadających czterem chorobom z listy OECD z liczbą łóżek w szpitalach ogólnych. Podaż łóżek wyjaśnia 40 proc. różnic między województwami. Rozstęp łóżek wynosi półtora raza, a rozstęp hospitalizacji — 2,68 raza.

Ale łóżka idą tam, gdzie ludność jest starsza, a starsza ludność sama z siebie trafia do szpitala częściej. Po odjęciu wieku zostaje związek 0,41, czyli 17 proc. wyjaśnionej zmienności — a przy szesnastu jednostkach przedział ufności obejmuje zero. Nie twierdzimy więc, że efekt jest istotny. Twierdzimy, że jest tego samego rzędu wielkości co wszystko, co mierzymy po stronie przychodni, z tą różnicą, że przychodnia nie ma na niego żadnego wpływu.

Tego samego testu nie da się dziś powtórzyć na poziomie powiatu. NFZ nie publikuje hospitalizacji według powiatu zamieszkania pacjenta, a w zbiorze, który ma numer podmiotu, 96,3 proc. wierszy dla tych grup chorób jest zamaskowanych.

9. Najmocniejsza liczba w całym tekście

Irlandia, wszystkie nagłe przyjęcia internistyczne do jednego szpitala przez dwanaście lat: 66 861 przyjęć u 36 214 pacjentów, z czego 66,4 proc. to hospitalizacje możliwe do uniknięcia. Współczynniki przyjęć według zamożności okolicy, w której pacjent mieszka:

• Q1 — najzamożniejszy 10,4 (1,00×)
• Q2 17,3 (1,67×)
• Q3 34,0 (3,28×)
• Q4 30,2 (2,92×)
• Q5 — najuboższy 44,5 (4,29×)

Cztery i pół raza między skrajnymi kwintylami. Najlepszy udokumentowany efekt po stronie przychodni to sześć procent. Gradient zamożności jest więc około siedemdziesiąt razy większy niż wszystko, co lekarz może zrobić — i utrzymuje się we wszystkich dziewięciu krajach, w których go sprawdzono, niezależnie od przyjętej miary statusu społecznego.

To rozstrzyga pytanie, czy korekta o wiek i płeć wystarcza. Nie wystarcza. Bez miary zamożności pacjentów wskaźnik mierzy w pierwszej kolejności to, kto do przychodni chodzi.

10. Mechanizm psuje się sam, bez niczyjej złej woli

Wybierzmy dziesięć procent przychodni o najgorszym wyniku w roku pierwszym. W roku drugim część z nich znajdzie się wyżej — bo znalazła się na dole przez pecha, a nie przez opiekę. Wynik „poprawi się” bez żadnej zmiany. Im mniejsza lista, tym większa ta pozorna poprawa.

Policzyliśmy to na prawdziwym rozkładzie 6 201 polskich list POZ. Model zakłada, że między rokiem pierwszym a drugim nie zmienia się nic: prawdziwa stopa przychodni ma rozkład logarytmicznie normalny, a liczba zdarzeń w każdym roku pochodzi z rozkładu Poissona.

Jeżeli polskie przychodnie różnią się naprawdę o dziesięć do dwudziestu procent, a po korekcie o wiek i płeć trudno oczekiwać więcej, to najgorszy decyl poprawi się o 19 do 26 procent rok do roku bez żadnej interwencji. To trzy do czterech razy więcej niż cały udokumentowany efekt poprawy ciągłości opieki. Mechanizm, który płaci za poprawę wskaźnika, wypłaci w pierwszym roku pieniądze niemal wyłącznie za powrót losowości do średniej — i zapłaci najwięcej tym, którzy w poprzednim roku mieli najgorszego pecha.

To symulacja, nie pomiar. Rzeczywistego rozrzutu stóp między polskimi przychodniami nikt nie zna, bo nikt ich nie policzył. Dlatego podajemy cztery warianty zamiast jednej liczby. Model zakłada też, że lista nie zmienia się między latami — w rzeczywistości rotacja jeszcze podnosi szum.

Próg rzetelności przyjęty w literaturze wynosi 0,70. Przy realistycznych założeniach ten wskaźnik ma 0,24 do 0,56. Potwierdza to niezależny rachunek na danych 11 000 000 pacjentów i 27 mierników jakości: przy najlepszym pojedynczym mierniku dało się rzetelnie ocenić 8 proc. lekarzy. A były to mierniki procesu, w których zdarzeń jest o rząd wielkości więcej niż hospitalizacji możliwych do uniknięcia.

11. Jedna z tych liczb kłamie i nie wiadomo która

Poprzedni tekst zostawił tę sprzeczność otwartą. Polska jest pierwsza w OECD w hospitalizacjach z powodu niewydolności serca i jednocześnie dwudziesta piąta na trzydzieści w przewlekłej obturacyjnej chorobie płuc. Ten sam POZ nie może być naraz najgorszy i lepszy od średniej.

Rozstrzygnięcie znaleźliśmy w stosunku jednej choroby płuc do drugiej. Astmę i POChP leczy ten sam lekarz, u tych samych pacjentów, często u tych samych palaczy. Polska ma najwyższy w całym OECD stosunek astmy do POChP: 0,71 przy medianie 0,19, czyli 3,7 raza wyżej. Zaraz za nami stoi Słowacja — kraj o tej samej tradycji kodowania i podobnie wysokim wskaźniku dla niewydolności serca.

Najprostsze wyjaśnienie brzmi tak: w Polsce zaostrzenie POChP trafia do licznika pod innym rozpoznaniem głównym. A najbardziej prawdopodobny kandydat to dokładnie ta pozycja, w której jesteśmy pierwsi w OECD. To hipoteza, nie wynik — do jej rozstrzygnięcia potrzeba rozkładu rozpoznań głównych i współistniejących w polskich hospitalizacjach oddechowych i kardiologicznych, a publicznie tego nie ma.

Drugi trop prowadzi do tego, że polski POZ tej choroby po prostu nie rozpoznaje. Szacunek mówi o 1 400 000 chorych, a rozpoznanie główne dostaje 454 600 — czyli 33 proc.. Liczba pacjentów z rozpoznaniem POChP spadła o 10 proc. w latach 2013–2019, a przewlekłego zapalenia oskrzeli o 42 proc.. Umieralność w tym czasie tak nie spadła. Do tego w całym 2024 r. opieka koordynowana rozliczyła 36 092 spirometrii na 34 435 189 deklaracji — 4,3 badania rocznie na przychodnię przy około 151 szacowanych chorych na liście.

Sprawdziliśmy też odwrotną hipotezę, że Polska koduje POChP jako astmę. Nie tłumaczy całości: astma i POChP razem dają u nas 127,6 przy średniej OECD 161,0, czyli 21 proc. poniżej także po zsumowaniu. Reszta to prawdopodobnie niższy próg przyjęcia do szpitala — a OECD ostrzega wprost, że bardzo niskie wskaźniki mogą odzwierciedlać gorszy dostęp do opieki ostrej, nie lepszą opiekę.

I jeszcze jedno, o czym łatwo zapomnieć przy czytaniu takich szeregów. POChP spada w 2021 r. o 55 proc. wobec 2019 i do 2023 odrabia dopiero dwie trzecie drogi. Żaden POZ nie poprawił się w rok o połowę i nie pogorszył potem o połowę. To ślad zamknięcia oddziałów. Każdy wskaźnik liczony na latach 2020–2022 mierzy pandemię.

12. Państwo ma te dane i ich nie liczy

Tu narracja „nie da się, bo nie ma danych” się rozpada, i trzeba to napisać, bo inaczej cały tekst da się obalić jednym przepisem. Podstawę prawną sprawdziliśmy w plikach pobranych z interfejsu Sejmu, nie z pamięci — adres isap.sejm.gov.pl/download.xsp oddaje kilobajt pustego kodu strony i to jest pułapka, w którą łatwo wpaść.

Asymetria w pierwszych dwóch wierszach jest ostra i warto ją przeczytać dwa razy. NFZ wie, który lekarz przyjął cudzego pacjenta. Nie wie, który przyjął swojego. A ciągłość opieki — jedyna rzecz z mocnym dowodem, którą da się liczyć z każdego kontaktu, a nie ze zdarzeń rzadkich — potrzebuje właśnie tej drugiej informacji.

A teraz to, co NFZ o przychodniach POZ publikuje. Osiem wskaźników, dla około sześciu tysięcy podmiotów każdy.

Żaden z tych ośmiu nie mierzy ciągłości opieki, wizyty po wypisie ani hospitalizacji pacjentów listy. Cztery mierzą zgłaszalność do programów profilaktycznych, trzy strukturę porad, jeden ich liczbę. Wszystkie osiem to miary wykonania procedury, nie wyniku.

13. Co z tego wynika

To jest wynik tego tekstu. Przychodnia, która robi wszystko, co ma udowodniony skutek, u każdego pacjenta, u którego to ma sens, zdejmuje 3,0 proc. swoich hospitalizacji. Samo tasowanie przypadku jest większe. W zdarzeniach możliwych do uniknięcia wygląda to lepiej — 7,4 z 28,0, czyli 26,4 proc. — ale i tam różnica staje się wykrywalna dopiero od 52,9 proc.

Złożenie na puli hospitalizacji ogółem traktuje efekt ACSC, ocenę geriatryczną i antykoagulację jak trzy niezależne ubytki tej samej puli. W rzeczywistości wszystkie trzy grupy pacjentów mocno się pokrywają — to w większości te same osoby po 65. roku życia, często krucha osoba z migotaniem i niewydolnością serca naraz. Prawdziwy wynik jest więc NIŻSZY niż podany, co wzmacnia puentę, a nie ją osłabia.

Trzy wskaźniki, które NFZ mógłby opublikować jutro

Wszystkie trzy liczy się z danych, które państwo już ma: z recept albo z zestawienia dwóch dat. Żaden nie wymaga nowej ustawy, nowego badania ani nowego formularza. I żaden nie jest rankingiem — to są miary zachowania, a nie wyniku zdrowotnego, więc nie dotyczy ich bariera, o której mówi cały ten tekst.

1. Odsetek chorych z rozpoznanym migotaniem przedsionków, którzy wykupują antykoagulant
   recepty na NOAC i warfarynę zestawione z rozpoznaniem I48 · udar −64 proc.
2. Odsetek pacjentów 65+ z niewydolnością serca, zawałem, udarem lub POChP, którzy mieli poradę POZ w 30 dni od wypisu
   data zakończenia hospitalizacji zestawiona z datą porady, PESEL po obu stronach · readmisja RR 0,78
3. Odsetek pacjentów 75+ z nową receptą na benzodiazepinę albo lek nasenny
   e-recepta; ustawa daje NFZ mandat do analiz, nie tylko do rozliczeń · złamanie szyjki RR 1,52 i 1,90, a w pierwszych tygodniach 2,40

Postulat jawności danych to wytrzymuje. Postulat płacenia przychodni za wynik zdrowotny — nie. I to jest ta sama odpowiedź, do której doszliśmy dwa teksty temu, tylko tym razem wiemy, ile dokładnie kosztowałaby pomyłka.

Metoda i zastrzeżenia

• Rachunek kohortowy i szum: scripts/analiza-poz-nadwyzka.py. Model dźwigni: scripts/analiza-poz-dzwignie.py. Oba wypisują wszystkie liczby użyte w tekście i zapisują wynik do public/data/.
• Do zdarzeń oczekiwanych bierzemy stopę surową, nie standaryzowaną. Standaryzacja służy porównaniom między krajami i zaniża liczbę zdarzeń w kraju starszym od populacji wzorcowej.
• Mianownikiem hospitalizacji możliwych do uniknięcia jest ludność 15 lat i starsza — 3 468 osób, czyli 84,7 proc. listy. Użycie całej listy zawyżyłoby zdarzenia o 18 procent.
• Wskaźniki NFZ liczące pacjentów są niesumowalne po świadczeniodawcach: ten sam pacjent występuje u kilku. Chorób również nie wolno sumować, bo ta sama osoba pojawia się w kilku przekrojach.
• Struktura wieku i płci prawdziwej listy nie jest znana — NFZ opublikował średni wiek listy raz, w pliku z sierpnia 2024 r., i w kolejnej publikacji tej kolumny już nie ma. Zakładamy strukturę krajową i przy chorobach o silnym gradiencie wieku błąd sięga dwukrotności.
• Każdy identyfikator badania w tym tekście sprawdziliśmy maszynowo przez interfejs Europe PMC, porównując autorów, rok i tytuł z tezą, przy której stoi. Cztery odsyłacze złożone z opisu prowadziły do zupełnie innych prac i zostały poprawione, zanim tekst poszedł do publikacji.
• Wyników negatywnych nie chowamy. Działań, dla których metaanalizy pokazują efekt nieodróżnialny od zera, jest w tym tekście dziewięć — i mają tyle samo miejsca co te, które działają.