Zusammenfassung
Ziel der Studie Die erste COVID-19-Pandemiewelle (März–April 2020) hat die hausärztliche Versorgung vor große Herausforderungen gestellt. Ziel der Studie war es zu untersuchen, wie belastend HausärztInnen die Krisensituation zu Pandemiebeginn und im weiteren Pandemieverlauf erlebt haben. Zusätzlich sollten prädiktive Faktoren für das Überforderungsgefühl identifiziert werden.
Methode Von August bis Oktober 2020 erfolgte eine Querschnittsbefragung von Hausarztpraxen in vier Bundesländern zur Versorgungsrealität sowie zu psychischen Belastungen im Rahmen der Coronapandemie. Insgesamt 6300 zufällig ausgewählte HausärztInnen wurden angeschrieben.
Ergebnisse Die Rücklaufquote betrug 23%. 46% der Teilnehmenden waren weiblich. 40% der Teilnehmenden gaben an, zu Beginn der Pandemie unter einem großen oder sehr großen Überforderungsgefühl gelitten zu haben, zum Befragungszeitpunkt äußerten dies nur noch 10%. Mit steigender Anzahl der COVID-19-PatientInnen nahm das Gefühl der Überforderung zu; gleichzeitig stieg auch die selbst eingeschätzte Kompetenz, COVID-19-PatientInnen zu versorgen. Unter anderem trugen eine hohe psychische Belastung, hoher Organisationsaufwand, eine schlechte selbsteingeschätzte Kompetenz bei der Versorgung von COVID-19-PatientInnen und mangelnde Versorgung mit Schutzausrüstung zum Überforderungserleben der HausärztInnen bei.
Schlussfolgerung Trotz anfänglicher Überforderung fühlten sich HausärztInnen zunehmend kompetent in der Versorgung von COVID-19-PatientInnen. Um HausärztInnen in Krisensituationen zukünftig besser zu unterstützen, sollten organisatorische Tätigkeiten möglichst vereinfacht werden, um das Augenmerk auf die PatientInnenversorgung legen zu können.
Key words: COVID-19, Hausärztliche Versorgung, Pandemiebewältigung, Überforderungsgefühl
Abstract
Background and Objectives The first wave of the COVID-19 pandemic (Mar-Apr 2020) posed significant challenges for primary care. The goal of this study was to analyse the burden of the crisis situation as experienced by the general practitioners (GPs) at its beginning and over the course of the pandemic and to identify factors predictive of the sense of being overburdened.
Methods In this cross-sectional study, a total of 6300 randomly selected GPs in four federal states of Germany were contacted per post in order to survey changes in health care they provided and their psychological burden in the context of the pandemic between August and October 2020.
Results The response rate was 23%; 46% of the participants were female. At the beginning of the pandemic, 40% of the participants experienced a high or a very high level of being overburdened; later on, it was only 10%. With increasing numbers of COVID patients, the sense of being overburdened increased, as also their perceived capability to care for COVID patients. Predictors of a sense of being overburdened were, among others, a high level of psychological stress, excessive organising efforts, poor capability to care for COVID patients, and scarce supply of protective equipment.
Conclusion Despite a sense of being overburdened initially, GPs felt increasingly capable of caring for COVID patients. To help GPs in future crisis situations like this pandemic, organization of care should be simplified to the extent possible so that they can focus on patient care.
Key words: COVID-19, primary care, pandemic response, sense of overburden
Hintergrund
Im Rahmen der ersten COVID-19-Pandemiewelle (März–April 2020) wurde insbesondere in stark von der COVID-19-Pandemie betroffenen Ländern von einem großen Überforderungserleben von medizinischem Personal berichtet 1 2 3 . Vor allem die Angst vor eigener Ansteckung sowie die Angst vor Ansteckung naher Angehöriger wurden von medizinischem Personal als sehr belastend empfunden 4 5 . Als besondere Herausforderungen in der Pandemie wurden außerdem eine unstrukturierte Kommunikation im öffentlichen Gesundheitsdienst und hoher bürokratischer Aufwand beschrieben 6 7 . Ebenso führten insbesondere bei ambulant tätigem medizinischem Personal ein Mangel an Schutzausrüstung sowie Schwierigkeiten bei der Umsetzung von vorgegebenen Hygienerichtlinien im Rahmen der ersten Pandemiewelle zu einem starken Belastungserleben 8 .
HausärztInnen sind in der Regel die erste Anlaufstelle für PatientInnen mit COVID-19/SARS-CoV-2-Infektion und haben dabei im Gegensatz zur stationären PatientInnenversorgung keine größere Institution im Hintergrund, die Probleme auffangen kann. In einer qualitativen Studie von Kurotschka et al. beklagten HausärztInnen in Italien unter anderem eine fehlende Anerkennung ihres Arbeitsbeitrages zur Pandemiebewältigung 9 . Auch in Deutschland lag der Fokus der Forschung zu den Auswirkungen der COVID-19-Pandemie auf die medizinische Versorgung häufig auf dem stationären Sektor, obwohl im Rahmen der ersten Pandemiewelle ca. 85% der COVID-19-PatientInnen ambulant hausärztlich versorgt wurden 10 .
Für ein umfassendes Verständnis der durch die COVID-19-Pandemie verursachten Auswirkungen auf die hausärztliche Versorgung sollten organisatorische, gesundheitliche, psychosoziale und wirtschaftliche Folgen auf die HausärztInnen und deren Teams in den Blick genommen werden. Ziel dieser Studie war es zu untersuchen, wie HausärztInnen die Krisensituation erlebt haben. Zusätzlich sollten mögliche prädiktive Faktoren für das Gefühl der Überforderung der HausärztInnen zu Pandemiebeginn identifiziert werden. Ein daraus resultierender Überblick über Faktoren, die die hausärztliche Versorgung in der Pandemiesituation gestützt bzw. geschwächt haben, könnte dazu beitragen, HausärztInnen bei kommenden Pandemien besser zu unterstützen.
Methodik
Design
Die anonyme Querschnittsbefragung erfolgte im Rahmen einer Studie, die eine Befragung sowie Telefoninterviews mit HausärztInnen und Medizinischen Fachangestellten beinhaltete. An dieser Stelle werden ausschließlich die Ergebnisse der postalischen Befragung von HausärztInnen dargestellt. Von August bis Oktober 2020 wurden Fragebögen an 6300 zufällig ausgewählte Hausarztpraxen in Bayern, Baden-Württemberg, Schleswig-Holstein und Mecklenburg-Vorpommern postalisch verschickt. Es wurden jeweils zwei Bundesländer aus Nord- und Süddeutschland ausgewählt, da zu Beginn der Pandemie die Fallzahlen im Norden und Süden Deutschlands und damit die zu erwartenden Erfahrungen der PraxismitarbeiterInnen sehr unterschiedlich waren 11 .
Am 04.08.2020 erfolgte die erste Aussendung der Fragebögen. 6 Wochen später erfolgte eine Erinnerung mit erneuter Aussendung der Fragebögen, weitere 4 Wochen später eine erneute Erinnerung per Postkarte. Die Adresslisten der HausärztInnen wurden von Arztdata 12 bezogen und entsprechend der Fallzahlplanung (s. Internetanhang 1) mittels Zufallsauswahl generiert. Die Anzahl der angeschriebenen HausärztInnen richtete sich hierbei nach den in den Bundesländern registrierten HausärztInnen. Alle ärztlichen MitarbeiterInnen, die GKV-versicherte PatientInnen betreuten und bereit waren, an der Studie teilzunehmen, wurden eingeschlossen. Pro Praxis konnte ein/e ärztliche/r Mitarbeiter/in teilnehmen. Aus Gründen der Vergleichbarkeit wurden nur Bögen in die Auswertung einbezogen, die vor dem 01.11.2020 zurückgeschickt wurden. Von den 6300 verschickten Fragebögen wurden 1405 ausgefüllt zurückgeschickt. Unter Berücksichtigung der Ausschlusskriterien (Internetgrafik 1) wurden 1337 Fragebögen in die Auswertung einbezogen.
Der Fragebogen
Der Fragebogen (s. Internetanhang 2) wurde vor Studienbeginn in einem partizipativen Prozess unter der Beteiligung von HausärztInnen, ÄrztInnen in Weiterbildung, PsychologInnen und weiteren wissenschaftlichen MitarbeiterInnen von acht Allgemeinmedizinischen Instituten entwickelt, um die Relevanz und Vollständigkeit der Fragen für die Zielgruppe zu gewährleisten. Der Fragebogen enthielt sowohl Fragen zum Anfangszeitraum der Pandemie, d. h. zur Situation im März/April 2020, als auch zur aktuellen Situation zum Befragungszeitpunkt (August bis Oktober 2020). Die Teilnahme erfolgte anonym durch postalische Rücksendung des Fragebogens per Rückumschlag ohne Angabe eines Absenders. (Details zu Datenschutz und Ethik s. Internetanhang 3)
Statistische Methoden/Datenbank
Details zur Fallzahlplanung, Dateneingabe und Datenbereinigung finden sich im angehängten e-Methodenteil (Internetanhang 1). Für die deskriptiven Analysen wurden abhängig von der Datenbeschaffenheit absolute Häufigkeiten, Minimal- und Maximalwerte, Mittelwerte, Mediane und Standardabweichungen berechnet. Die auf ordinaler Skalierung gemessenen Daten wurden mit der Vargha-Delaney-A-Methode 13 14 verglichen. Die “A”-Formel wurde auch bei den Vergleichen von Ordinalvariablen auf einem Referenzniveau verwendet. Für Korrelationen von stetigen Variablen wurde das Kendallsche Tau ausgerechnet. P-Werte und Konfidenzintervalle (95%-KI) für Taus und A-Werte wurden mit Bootstrapverfahren berechnet. Die statistische Analyse erfolgte mit SPSS (Version 26) und Python.
Nach Dichotomisierung und einer Datenbereinigungsphase erfolgte die Analyse von Aussagen in Bezug auf Überforderung unter Verwendung eines multivariablen Modells mit logistischer Regression. Die Dichotomisierung erfolgte hierbei inhaltlich durch das Studienteam. Die Kategorie „mittel“ wurde hierbei im Falle einer 5 Likert bzw. 6 Likert Skala inhaltlich passend der oberen oder unteren Kategorie zugeordnet. Das Modell berücksichtigte Variablen aus dem Fragebogen, die anhand der Praxiserfahrung der Fragebogenentwickler vermutlich mit dem Überforderungsgefühl im März/April 2020 korrelierten (Prädiktoren). Fälle mit fehlenden Werten in der Ergebnisvariable wurden temporär ausgeschlossen. (Für Details zur Methodik des multivariablen Modells sowie den Limitationen der statistischen Analyse s. Internetanhang 4 und 5)
Ergebnisse
Nach Berücksichtigung der Fehlaussendungen (Internetgrafik 1) ergab sich eine Rücklaufquote von 23% (N=1432). Von den TeilnehmerInnen waren 54% männlich. Das Durchschnittsalter betrug 54 Jahre. Der größte Teil der Teilnehmenden war als selbstständige/r Praxisinhaber/in bzw. in einer Praxisgemeinschaft tätig (61%), 20% der Befragten waren gleichberechtigte TeilhaberInnen in einer Gemeinschaftspraxis. Sonstige Positionen in der Praxis (z. B. angestellter Facharzt/angestellte Fachärztin, AiW/ÄiW oder die Angabe „Sonstiges“ (m/w/d)) fanden sich bei 19% der Befragten. Bei 60% der Praxen handelte es sich um Einzelpraxen, 35% waren Gemeinschaftspraxen. Der größte Anteil der Antworten erfolgte aus Bayern (44%), gefolgt von Baden-Württemberg mit 25%, Schleswig-Holstein mit 16% und Mecklenburg Vorpommern mit 15%. Dies entspricht in etwa auch der prozentualen Verteilung der ausgesandten Fragebögen in den Bundesländern, welche sich nach der Anzahl der dort registrierten HausärztInnen gerichtet hat 15 16 17 18 . Die Befragten waren durchschnittlich seit 18 Jahren hausärztlich tätig. Die Anzahl der COVID-19-Fälle pro Praxis lag zwischen 0 und 1300 PatientInnen. Bei den Praxen mit hohen Zahlen von COVID-19-PatientInnen handelte es sich zumeist um COVID-19-Schwerpunktpraxen (s. Tab. 1 ).
Tab. 1 Soziodemographie und Praxismerkmale.
| Merkmal (fehlende/ausgeschlossene Werte) | Gültige N |
|---|---|
| Geschlecht (6) | % ( N =1331) |
| Männlich | 53,5 (712) |
| Weiblich | 46,4 (618) |
| Divers | 0,1 (1) |
| Alter (Jahre) (30) | ( N =1307) |
| Min/Max/Mittelwert | 23/88/54,2 |
| Risikogruppe für schweren Verlauf (8)* | % ( N =1266) |
| Ja | 32,5 (411) |
| Nein | 67,5 (855) |
| Lage der Praxis (8) | % ( N =1329) |
| Großstadt (>100.000 Einwohner) | 10,2 (136) |
| Mittelstadt (>20.000–100.000 Einwohner) | 21,7 (288) |
| Kleinstadt (5.000–20.000 Einwohner) | 35,1 (467) |
| Ländlich (<5.000 Einwohner) | 32,4 (431) |
| Sonstiges | 0,5 (7) |
| Position in der Praxis (21) | % ( N =1316) |
| Angestellte/r Facharzt/Fachärztin | 8,1 (106) |
| Arzt/Ärztin in Weiterbildung | 2,1 (27) |
| Selbstständige/r Praxisinhaber/in in einer Praxisgemeinschaft | 61,2 (805) |
| Gleichberechtigte/r Teilhaber/in in einer Gemeinschaftspraxis | 19,7 (259) |
| Sonstiges | 9,0 (119 ) |
| Anzahl der versorgten COVID-19-PatientInnen (108) | ( N =1229) |
| Min/Max/Median/Mittelwert | 0/1300 ** /5/12,9 |
| Dauer der hausärztlichen Tätigkeit (Jahre) (103) | ( N =1234) |
| Min/Max/Mittelwert | 0,3/60/17,9 |
| Bundesland (5) | % ( N =1332) |
| Baden-Württemberg | 25,0 (333) |
| Bayern | 44,1 (587) |
| Mecklenburg-Vorpommern | 14,6 (195) |
| Schleswig-Holstein | 16,3 (217) |
| Struktur der Praxis (0) | % ( N =1337) |
| Einzelpraxis | 60,1 (803) |
| Gemeinschaftspraxis | 34,6 (462) |
| MVZ | 1,8 (24) |
| Praxis mit mehreren Standorten | 5,2 (69) |
| Praxis mit einzelnem Standort | 6,5 (87) |
| Anzahl an MFA in der Praxis (17) | % ( N =1320) |
| Min/Max/Mittelwert | 0/40/4,9 |
| Anzahl an Ärzten in der Praxis (82) | % ( N =1255) |
| Min/Max/Mittelwert | 1/24/2,17 |
In der Tabelle sind die gültigen absoluten Anzahlen (N-Werte) dargestellt. Fehlende bzw. ausgeschlossene Werte befinden sich in Klammern hinter dem jeweiligen Merkmal bei einem gesamt N von 1337; * weitere 63x „weiß ich nicht“ angegeben; ** COVID-19-Schwerpunktpraxen
Veränderungen in der Praxisorganisation und PatientInnenversorgung
Zu Pandemiebeginn (März/April 2020) sahen sich 55% der befragten HausärztInnen schlecht oder sehr schlecht in der Lage, PatientInnen mit COVID-19 zu versorgen. Zum Befragungszeitpunkt schätzten die Teilnehmenden ihre Kompetenz diesbezüglich deutlich besser ein. Die selbsteingeschätzte Kompetenz bei der Versorgung von COVID-19-PatientInnen stieg zu beiden Zeitpunkten mit der Anzahl der behandelten PatientInnen mit diesem Krankheitsbild (s. Tab. 2 ).
Tab. 2 Auswirkungen auf die PatientInnenversorgung und die wöchentliche Arbeitszeit.
| Wie gut fühlten/fühlen Sie sich in der Lage, COVID-19-PatientInnen in der Praxis zu versorgen? | ||||
| März/April 2020 (23) | Aktuell * (28) | |||
| Ausprägungsgrad % (absolute Anzahl) | Ausprägungsgrad % (absolute Anzahl) | Vargha-Delaney-A (VDA) | p-Wert | |
| Gültige N | 1314 | 1309 | ||
| Sehr gut | 6,0 (79) | 17,2 (225) | ||
| Gut | 16,1 (212) | 44,7 (585) | ||
| Mittel | 23,2 (305) | 28,1 (368) | ||
| Schlecht | 33,3 (438) | 7,9 (104) | ||
| Sehr schlecht | 21,3 (280) | 2,1 (27) | ||
| Median entspricht Antwortoption | schlecht | gut | 15,5% ** (KI 14,1–16,8%) | p<0,001 |
| Korrelation mit Anzahl der versorgten COVID-19-PatientInnen | − 0.09*** | -0,13*** | ||
| (KI -0,13 – − 0,05), p<0,005 | (KI -0,18 – − 0,09), p<0,001 | |||
| Auswirkungen der Pandemie auf die wöchentliche Arbeitszeit („Die wöchentliche Arbeitszeit war/ist….“) | ||||
| März/April 2020 (94) | Aktuell * (109) | |||
| Gültige N | 1243 | 1228 | ||
| Kürzer als sonst | 50,8 (632) | 8,1 (100) | ||
| Ähnlich | 25,3 (314) | 55,5 (682) | ||
| Länger als sonst | 23,9 (297) | 36,3(446) | ||
| Median entspricht Antwortoption | kürzer | ähnlich | Zum Befragungszeitpunkt wesentlich länger | p<0,0005 |
| 30,2% (KI 28,4–32,1%) | ||||
| Auswirkungen der Pandemie auf die verbrachte Zeit mit PatientInnen („Ich verbringe/verbrachte….Zeit mit meinen Patienten.“) | ||||
| März/April 2020 (94) | Aktuell * (109) | |||
| Gültige N | 1243 | 1228 | ||
| Mehr als sonst | 26,0 (323) | 20,7 (254) | ||
| Ähnlich | 40,4(502) | 67,9 (834) | ||
| Weniger als sonst | 33,6 (418) | 11,4 (140) | ||
| Median entspricht Antwortoption | ähnlich | ähnlich | Zum Befragungszeitpunkt einigermaßen länger | p<0,0005 |
| 44% (KI 42,0–46,0%) | ||||
| Auswirkungen der Pandemie auf die verbrachte Zeit mit Organisationstätigkeiten („Ich verbringe/verbrachte….Zeit mit Organisationstätigkeiten.“) | ||||
| März/April 2020 (94) | Aktuell * (109) | |||
| Gültige N | 1243 | 1228 | ||
| Weniger als sonst | 6,2 (77) | 1,2 (15) | ||
| Ähnlich | 26,9 (334) | 51,9 (637) | ||
| Mehr als sonst | 66,9 (832) | 46,9 (576) | ||
| Median entspricht Antwortoption | Mehr als sonst | ähnlich | Zum Befragungszeitpunkt einigermaßen kürzer | p<0,0005 |
| 57% (KI 55,4–58,7%) | ||||
In der Tabelle sind die gültigen absoluten Anzahlen (N-Werte) dargestellt. Fehlende bzw. ausgeschlossene Werte befinden sich in Klammern hinter dem jeweiligen Merkmal bei einem gesamt N von 1337; * „Aktuell“ bezieht sich auf den Befragungszeitpunkt (August bis Oktober 2020); ** Vargha-Delaney-A (unter 50% bedeutet, dass Teilnehmende sich im Verlauf besser in der Lage sahen; (subjektive Fähigkeit) COVID-19-PatientInnen zu versorgen); *** Kendall’sches Tau, negative Korrelation bedeutet eine bessere subjektive Fähigkeit bei der Versorgung von COVID-19-PatientInnen bei höheren Anzahlen von COVID-19-PatientInnen (schwache aber klare Korrelation)
Bezüglich der PatientInnenversorgung antworteten 93% der Befragten, dass PatientInnen Termine aus Angst absagten, 25% gaben an, dass PatientInnen Schaden genommen hätten und 84%, dass ein Rückgang unnötiger Konsultationen stattgefunden hätte (s. Internettabelle 1).
Ein Großteil der ÄrztInnen (81%) glaubte, dass die COVID-19-Pandemie langfristig zu Veränderungen in der hausärztlichen Versorgung/ihrem Arbeitsalltag führen wird. Davon äußerten sich 19% stark oder sehr stark besorgt darüber. Gegenüber der Situation zu Beginn der Pandemie war die wöchentliche Arbeitszeit zum Befragungszeitpunkt länger. Auch verbrachten hier die TeilnehmerInnen insgesamt signifikant mehr Zeit mit ihren PatientInnen und weniger Zeit mit Organisationstätigkeiten als zu Pandemiebeginn ( Tab. 2 ).
Sorgen und Belastungssituationen im Praxisalltag
Das Spektrum der zum Befragungszeitpunkt geäußerten Sorgen umfasste, zu wenige bzw. widersprüchliche Informationen in Bezug auf COVID-19 zu erhalten (43%), COVID-19 bei PatientInnen zu übersehen (37%), finanzielle Verluste zu erleiden (45%), die Ansteckungsgefahr für MitarbeiterInnen (73%) und auch die Ansteckung von PatientInnen durch das Praxisteam (38%). Ein geringer Anteil der Befragten (7%) gab an, sich bezüglich COVID-19 keine Sorgen zu machen. Bei 88% der Praxen kam es durch die COVID-19-Pandemie zu finanziellen Einbußen. Am häufigsten (46% der Befragten) wurden Einbußen von 10–20% des Jahresumsatzes angegeben.
Das Gefühl der Überforderung wurde zu Pandemiebeginn größer wahrgenommen als zum Befragungszeitpunkt und war größer, je mehr COVID-19-PatientInnen durch die Praxis versorgt wurden ( Tab. 3 ).
Tab. 3 Überforderung im Praxisalltag.
| Gefühl der Überforderung | ||||
|---|---|---|---|---|
| März/April (10) | Aktuell* (21) | VDA** | p-Wert | |
| Ausprägungsgrad % (absolute Anzahl) | Ausprägungsgrad % (absolute Anzahl) | |||
| Gültige N | 1327 | 1316 | ||
| Gar nicht | 12,0 (159) | 20,2 (266) | ||
| Sehr gering | 9,5 (126) | 16,3 (215) | ||
| Gering | 15,7 (209) | 28,6 (377) | ||
| Mittel | 22,7 (301) | 24,8 (326) | ||
| Groß | 28,2 (374) | 8,7 (115) | ||
| Sehr groß | 11,9 (158) | 1,3 (17) | ||
| Median entspricht Antwortoption | mittel | gering | 76,9% (KI 75,1% – 78,6%) | p<0,0001 |
| Korrelation mit Anzahl der versorgten COVID-19-PatientInnen | 0,11 *** (KI 0,07–0,16), p < 0,0001 | 0,09 *** (KI 0,04–0,13), p=0,0002 | ||
In der Tabelle sind die gültigen absoluten Anzahlen (N-Werte) dargestellt. Fehlende bzw. ausgeschlossene Werte befinden sich in Klammern hinter dem jeweiligen Merkmal bei einem gesamt N von 1337; * „Aktuell“ bezieht sich auf den Befragungszeitpunkt (August bis Oktober 2020); ** Vargha-Delaney-A (über 50% bedeutet, dass sich das Gefühl der Überforderung zum Befragungszeitpunkt im Vergleich zu März/April 2020 reduzierte; *** Kendall’sches Tau, positive Korrelation bedeutet, dass das Gefühl der Überforderung mit einer höheren COVID-19-PatientInnenzahl korrelierte, (schwache aber klare Korrelation).
Schutzausrüstung zeigte sich zu Pandemiebeginn nach Angaben der Befragten knapp. Auf einer Skala von sehr gut bis sehr schlecht gaben 27% der Befragten an, sich gut oder sehr gut von der Bundesregierung unterstützt zu fühlen. Bezogen auf das zuständige Gesundheitsamt traf dies auf 32% der Befragten zu, bezogen auf das Robert-Koch-Institut (RKI) auf 48%. Zufrieden oder sehr zufrieden mit dem Vorgehen ihrer Landesregierung im Rahmen der Pandemie zeigten sich 49% der Befragten ( Tab. 4 ).
Tab. 4 Wahrgenommene Unterstützung und Zufriedenheit mit politischen Entscheidungen.
| Unterstützung durch die Bundesregierung (23) | Ausprägung in % (absolute Anzahl) |
|---|---|
| Gültige N | 1314 |
| Sehr gut | 4,2 (55) |
| Gut | 22,7 (298) |
| Mittel | 32,6 (428) |
| Schlecht | 26,7 (351) |
| Sehr schlecht | 13,9 (182) |
| Median | mittel |
| Unterstützung durch das zuständige Gesundheitsamt (16) | Ausprägung in % (absolute Anzahl) |
| Gültige N | 1321 |
| Sehr gut | 7,0 (92) |
| Gut | 25,1(331) |
| Mittel | 31,5 (416) |
| Schlecht | 24,1 (318) |
| Sehr schlecht | 12,4 (164) |
| Median | mittel |
| Unterstützung durch das Robert-Koch-Institut (24) | Ausprägung in % (absolute Anzahl) |
| Gültige N | 1313 |
| Sehr gut | 9,9 (130) |
| Gut | 37,8 (496) |
| Mittel | 31,9 (419) |
| Schlecht | 12,9 (170) |
| Sehr schlecht | 7,5 (98) |
| Median | mittel |
| Zufriedenheit mit dem Vorgehen der Landesregierung (20) | Ausprägung in % (absolute Anzahl) |
| Gültige N | 1317 |
| Sehr zufrieden | 11,3 (149) |
| Zufrieden | 37,2 (490) |
| Mittel | 30,8 (405) |
| Unzufrieden | 13,9 (183) |
| Sehr unzufrieden | 6,8 (90) |
| Median | mittel |
| Versorgung mit Mund-Nasen-Schutzmasken im März/April 2020 (14) | Ausprägung in % (absolute Anzahl) |
| Gültige N | 1323 |
| Gar nicht vorhanden | 15,6 (207) |
| Zu wenig vorhanden | 50,2 (664) |
| Knapp vorhanden | 23,2 (307) |
| Ausreichend vorhanden | 11,0 (145) |
| Median | zu wenig vorhanden |
In der Tabelle sind die gültigen absoluten Anzahlen (N-Werte) dargestellt. Fehlende bzw. ausgeschlossene Werte befinden sich in Klammern hinter dem jeweiligen Merkmal bei einem gesamt N von 1337.
Bezüglich der Gefahr durch COVID-19 stimmten 87% der ÄrztInnen der Aussage völlig oder eher zu, selbst einem erhöhten Ansteckungsrisiko ausgesetzt zu sein. 34% hatten Angst, selber an COVID-19 zu erkranken, 15% befürchteten, im Falle einer COVID-19 Erkrankung zu sterben und 54% hatten Sorge, dass ihre Angehörigen schwer an COVID-19 erkranken könnten (Kategorien „stimme völlig zu“ und „stimme eher zu“ zusammengefasst) ( Tab. 5 ).
Tab. 5 Sorge vor Ansteckung.
| Ausprägungsgrad in % (absolute Anzahl) | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Gültige N | Stimme völlig zu | Stimme eher zu | Indifferent | Stimme eher nicht zu | Stimme überhaupt nicht zu | Median entspricht Antwortoption | |
| Ich selbst bin durch die Corona-Pandemie einem erhöhten Ansteckungsrisiko ausgesetzt (11) | 1326 | 67,9 (900) | 19,8 (262) | 3,8 (51) | 5,6 (74) | 2,9 (39) | Stimme völlig zu |
| Ich habe Angst, an COVID-19 zu erkranken (18) | 1319 | 14,3 (189) | 19,7 (260) | 21,5 (284) | 30,8 (406) | 13,6 (180) | Indifferent |
| Ich habe Angst, im Falle einer COVID-19-Erkrankung zu versterben (14) | 1323 | 7,6 (100) | 7,7 (102) | 16,7 (221) | 36,7 (486) | 31,3 (414) | Stimme eher nicht zu |
| Ich habe Angst, dass meine Angehörigen schwer an COVID-19 erkranken könnten (13) | 1324 | 23,9 (316) | 30,5 (404) | 15,9 (211) | 20,6 (273) | 9,0 (120) | Stimme eher zu |
In der Tabelle sind die gültigen absoluten Anzahlen (N-Werte) dargestellt. Fehlende bzw. ausgeschlossene Werte befinden sich in Klammern hinter dem jeweiligen Merkmal bei einem gesamt N von 1337
Durch die Pandemie bedingte Schwierigkeiten bei der Vereinbarkeit von Familie und Beruf (z. B. durch fehlende Kinderbetreuung) wurden von 26% der ÄrztInnen geäußert. Weitere 12% äußerten hierbei gelegentlich Schwierigkeiten gehabt zu haben (Antwortkategorie manchmal). Zu Pandemiebeginn gaben 63% der Befragten eine psychische Belastung von „mittel“ oder stärker an.
Prädiktoren hinsichtlich des Überforderungsgefühls zu Pandemiebeginn
Im multivariablen Modell wiesen Teilnehmende aus Baden-Württemberg und Schleswig-Holstein häufiger ein größeres Überforderungsgefühl auf als Teilnehmende aus Mecklenburg-Vorpommern und Bayern.
Ein eher geringeres Überforderungsgefühl wiesen Teilnehmende auf, die sich mittel oder besser in der Lage sahen, PatientInnen mit COVID-19 zu versorgen, die sich bezüglich COVID-19 keine Sorgen machten sowie interessanterweise auch ÄrztInnen, die angaben, selbst zur Risikogruppe für einen schweren Verlauf einer COVID-19-Erkrankung zu gehören.
Umgekehrt war ein eher größeres Gefühl der Überforderung mit einer stärkeren psychischen Belastung, einem höheren Zeitaufwand für Organisationstätigkeiten sowie einer schlechteren Versorgung mit Mund-Nasen-Schutzmasken verbunden. Weitere Prädiktoren für ein größeres Gefühl der Überforderung waren unter anderem die Zugehörigkeit zu einer Gemeinschaftspraxis, die Sorge, dass das Praxisteam PatientInnen anstecken könnte und die Einschätzung, selbst einem erhöhten Ansteckungsrisiko in Bezug auf die COVID-19-Pandemie ausgesetzt zu sein. Eine vollständige Auflistung der Prädiktoren findet sich in Tab. 6 (für statistische Details s. Internettabellen 2 und 3).
Tab. 6 Prädiktoren für das Gefühl der Überforderung im März/April 2020.
| Gefühl der Überforderung | |
| Gar nicht vorhanden bis gering | Chancenverhältnis (95% Konfidenzintervall) |
| Subjektive Fähigkeit PatientInnen mit COVID-19 zu versorgen ≥ mittel | 3,18 (2,37–4,27) p<0,0005 |
| Keine Sorgen bezüglich COVID-19 | 2,93 (1,57–5,46) p=0,001 |
| Nicht-COVID-19 PatientInnen haben Schaden genommen* | 1,45 (1,05–1,99) p=0,023 |
| Eigene Zugehörigkeit zur Risikogruppe für einen schweren Verlauf einer COVID-19-Erkrankung ** | 1,36 (1,0–1,86) p=0,05 |
| Keine Schwierigkeiten bei der Vereinbarkeit von Beruf und Familie | 0,77 (0,58–1,04) p=0,088 (n.s.) |
| Mittel bis sehr groß | |
| Psychische Belastung ≥ mittel | 5,181 (2,37–4,27) p<0,0005 |
| Mehr Zeit als sonst mit Organisationstätigkeiten | 1,63 (2,21–1,21) p=0,002 |
| Schlechte Versorgung mit Mund-Nasen-Schutzmasken (gar nicht vorhanden, zu wenig vorhanden) | 1,55 (1,15–2,09) p<0,004 |
| Gemeinschaftspraxis | 1,52 (2,05–1,13) p=0,006 |
| Sorge, dass das Praxisteam Patienten anstecken könnte | 1,48 (1,99–1,10) p=0,009 |
| In Baden-Württemberg und Schleswig-Holstein häufiger als in Mecklenburg-Vorpommern. | Baden-Württemberg 1,95 (1,24–3,08) p=0,004 |
| Schleswig-Holstein 1,65 (1,01–2,70) p=0,045 | |
| Bayern 1,490 (0,98–2,26) p=0,06 (n.s.) | |
| Eigenes Ansteckungsrisiko in Bezug auf die COVID-19 Pandemie erhöht (Selbsteinschätzung) | 1,82 (1,11–2,97) p=0,018 |
| Weibliches Geschlecht | 1,38 (1,83–1,04) p=0,024 |
| Keine weiteren überörtlichen Standorte der Praxis | 1,69 (0,94–3,04) p=0,082 (n.s.) |
| Hohe Anzahl versorgter COVID-19-PatientInnen | Pro Patient 1,004 (0,99–1,01) p=0,10 (n.s.)*** |
Bei einem gesamt N von 1337 Fällen wurden 1297 Fälle für die Auswertung berücksichtigt (40 fehlende bzw. ausgeschlossene Werte in der Indikatorvariable). Für Details zur statistischen Analyse s. Internetanhang 4; * ursächlich für das geringere Überforderungsgefühl könnte eine geringere Arbeitslast wegen Versäumnissen von wichtigen Terminen durch die PatientInnen sein; ** entgegen der Erwartung war die eigene Zugehörigkeit zur Risikogruppe mit einem geringeren Gefühl der Überforderung assoziiert; *** der Modelleffekt könnte an dieser Stelle dadurch beeinflusst sein, dass einige COVID-Schwerpunktpraxen eine sehr hohe Anzahl an COVID-19-PatientInnen hatten.
Diskussion
Die Ergebnisse zeigen ein Überforderungserleben von HausärztInnen im Rahmen der ersten Pandemiewelle. Sowohl die subjektive Fähigkeit, PatientInnen mit COVID-19 zu versorgen, als auch das Überforderungsgefühl der HausärztInnen verbesserten sich im Pandemieverlauf. Somit war vermutlich unter anderem eine geringe Routine der HausärztInnen bei der Versorgung des für alle neuen Krankheitsbildes ursächlich für das anfängliche Überforderungsgefühl. Weiterhin trugen eine hohe psychische Belastung, hoher Organisationsaufwand, eine schlechte selbsteingeschätzte Kompetenz bei der Versorgung von COVID-19-PatientInnen und mangelnde Versorgung mit Schutzausrüstung zum Überforderungserleben der HausärztInnen bei.
Neben zahlreichen weiteren Faktoren wird in der Literatur fehlende Wertschätzung der eigenen Arbeit als Ursache für psychische Belastung von ÄrztInnen am Arbeitsplatz genannt 19 . In einer qualitativen Studie beklagten Medizinische Fachangestellte der hausärztlichen Praxisteams fehlende Wertschätzung ihrer Arbeit im Rahmen der Coronapandemie seitens der Politik und Gesellschaft 8 . Eine stärkere Wertschätzung hausärztlicher Praxisteams als erste Anlaufstelle für Menschen mit SARS-CoV-2-Infektion könnte daher einen wichtigen Beitrag zur Entlastung der hausärztlichen Versorgung im Rahmen künftiger Pandemien leisten 20 . Auch sollten VertreterInnen der ambulant hausärztlichen Versorgung in Zukunft seitens der Politik verstärkt in die Planung und Umsetzung pandemiebedingter Maßnahmen einbezogen werden 21 22 23 , insbesondere da der überwiegende Anteil der COVID-19-PatientInnen ambulant versorgt wurde 10 . Daneben erscheint es wichtig, angesichts der durch die HausärztInnen beschriebenen Schwierigkeiten bei der Vereinbarkeit von Beruf und Familie und dem höheren Überforderungserleben bei Frauen, HausärztInnen auch im privaten Bereich beispielsweise durch die Sicherstellung einer kontinuiertlichen Kinderbetreuung zu unterstützen.
Übermäßiger bürokratischer Aufwand stellt einen häufigen arbeitsbedingten Belastungsfaktor von ÄrztInnen dar 19 . Auch wenn HausärztInnen im Pandemieverlauf große Erfahrung bei der Versorgung von COVID-19-PatientInnen sammeln konnten, wurde die ambulant hausärztliche Versorgung beispielsweise durch Impfkampagnen oder neue Testkonzepte immer wieder vor neue, insbesondere auch bürokratische und organisatorische, Herausforderungen gestellt 24 . In zukünftigen Pandemiesituationen sollten administrative und organisatorische Tätigkeiten möglichst vereinfacht bzw. minimiert werden, um das Augenmerk auf die PatientInnenversorgung in der Praxis legen zu können 22 . Da es sich beim deutschen Gesundheitssystem um ein föderales System handelt, zeigten sich bei den durch die Politik getroffenen Coronamaßnahmen erhebliche Unterschiede zwischen den einzelnen Bundesländern 25 . In der vorliegenden Studie zeigte sich in Baden-Württemberg und Schleswig-Holstein ein größeres Überforderungsgefühl als in Mecklenburg-Vorpommern und Bayern. Gründe hierfür könnten, neben soziodemographischen Unterschieden und Unterschieden bei den COVID-19-Fallzahlen, die verschiedenen politischen Maßnahmen und die Informationspolitik in den einzelnen Bundesländern gewesen sein 26 . Zudem zeigten sich erhebliche Unterschiede bei der wahrgenommenen Unterstützung durch verschiedene politische Institutionen. Während sich die Hälfte der Befragten zufrieden mit dem Vorgehen ihrer Landesregierung im Rahmen der Coronapandemie zeigten, fühlten sich die Befragten durch die Bundesregierung deutlich seltener gut unterstützt. Auch in Bezug auf den öffentlichen Gesundheitsdienst gaben die Befragten häufiger an, sich gut durch das RKI unterstützt zu fühlen als dies in Bezug auf das zuständige Gesundheitsamt der Fall war. Um ein besseres Verständnis für die Auswirkungen politischer Entscheidungen auf die hausärztliche Versorgung in Pandemiesituationen zu gewinnen, sollten die Gründe für diese Unterschiede in zukünftigen Arbeiten systematisch untersucht werden. Da es im hausärztlichen Praxisalltag häufig nicht möglich ist, sich mehrmals täglich über die politischen Entscheidungen und zu treffenden Maßnahmen zu informieren, sollte in zukünftigen Pandemiesituationen durch einheitliche Informationssysteme auf Länderebene einer Verunsicherung von HausärztInnen entgegengewirkt werden 21 . Auch sollten bei der Umsetzung der Pandemiemaßnahmen Handlungsspielräume eingeräumt werden, welche eine gute individuelle PatientInnenversorgung ermöglichen 27 . Insgesamt können die in dieser Studie beschriebenen Erfahrungen der HausärztInnen einen wichtigen Beitrag zur Aufarbeitung der ersten Pandemiewelle leisten, um so die ambulant hausärztliche Versorgung im Rahmen künftiger Pandemien zu unterstützen.
Limitationen
Das Studiendesign (Querschnittsstudie) ermöglicht keine detaillierte Erfassung der Auswirkungen der Pandemie auf die hausärztliche Versorgung. Obwohl einige Aspekte für zwei Zeitpunkte (März/April 2020 und „Aktuell“) erhoben wurden, ermöglicht die einzeitige Befragung wenig Rückschlüsse auf die Dynamik der Pandemie und die dabei gemachten Erfahrungen der HausärztInnen. Hinzu kommt, dass einzelne Antworten der TeilnehmerInnen durch Erinnerungslücken (Recall Bias) beeinträchtigt sein könnten. Die Studie umfasste eine relativ große zufällig ausgewählte Stichprobe. Nichtsdestotrotz ist bei einer Rücklaufquote von 23% unklar, ob die Ergebnisse repräsentativ für die hausärztliche Versorgung in den vier Bundesländern stehen können. Wie bei allen Befragungsstudien kann es zu einer Überrepräsentation besonders motivierter HausärztInnen gekommen sein (Selektionsbias), insbesondere durch die Beschränkung der Teilnahme auf ein/e ärztliche/n Mitarbeiter/in pro Praxis. Andererseits könnte dies jedoch auch einer Überrepräsentation großer Praxen und MVZ entgegen gewirkt haben. Jedoch könnten besonders überforderte HausärztInnen die Teilnahme an der Studie aus Kapazitätsgründen vermieden haben, wodurch es zu einer Verzerrung bei der Analyse des Überforderungsgefühls gekommen sein könnte. Durch das gezielte Anschreiben ausschließlich eines Praxismitarbeiters im Rahmen einer Zufallsauswahl durch einen kommerziellen Adresslistenanbieter 12 könnte eine Weiterleitung der Befragung an angestellte PraxiskollegInnen unterblieben sein. Dies kommt als Ursache für den vergleichsweise geringen Anteil angestellter ÄrztInnen und ÄrztInnen in Weiterbildung (ÄiW) unter den Teilnehmenden in Frage. Somit bleibt unklar, ob die Befragung an dieser Stelle als repräsentativ für die Gesamtheit der hausärztlichen Versorgung in den vier Bundesländern stehen kann, da sich der Verantwortungsbereich von PraxisinhaberInnen und TeilhaberInnen einer Gemeinschaftspraxis deutlich von anderen ärztlichen MitarbeiterInnen unterscheidet. Da nicht ausschließlich als forschungsinteressiert gelistete Praxen bzw. Lehrarztpraxen angeschrieben wurden, wie es in anderen Befragungsstudien mit höherem Rücklauf der Fall war 28 29 , könnte die gewählte Methode für den vergleichsweise geringen Rücklauf mitverantwortlich sein, jedoch auch durch größere Vielfalt der teilnehmenden Praxen zu einer höheren Repräsentativität der Studie beigetragen haben. Auch entspricht sowohl die Alters, alsauch die Geschlechterverteilung der Teilnehmenden dieser Studie annähernd der in den KV-Statistiken aufgeführten Alters- und Geschlechtsverteilungen 15 16 17 18 .
Schlussfolgerung
HausärztInnen leisteten einen fundamentalen Beitrag bei der Pandemiebewältigung und sollten daher bei künftigen Pandemien von Anfang an in die Planung und Umsetzung pandemiebedingter Maßnahmen einbezogen werden. Zur Unterstützung von HausärztInnen in zukünftigen Pandemiesituationen sollten administrative und organisatorische Tätigkeiten möglichst vereinfacht bzw. minimiert werden, um das Augenmerk auf die PatientInnenversorgung in der Praxis legen zu können. Daneben sollten Informationen gebündelt und strukturiert an HausärztInnen herangetragen werden, um so einer Verunsicherung entgegenzuwirken.
Danksagung
Finanzierung: der Studie Das Teilprojekt in Baden-Württemberg wurde durch eine Förderung des Ministeriums für Wissenschaft, Forschung und Kunst des Landes Baden-Württemberg ermöglicht. Danksagung: Wir bedanken uns bei allen HausärztInnen, die trotz der enormen Herausforderungen im Rahmen der Corona-Pandemie an unserer Studie teilgenommen haben
Interessenkonflikt Die Autoren/Autorinnen geben an, dass kein Interessenkonflikt besteht.
geteilte Letztautorenschaft
Zusätzliches Material
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