Die MISSCARE-Austria-Studie – Teil II

Die Aufrechterhaltung der akutstationären Versorgung erfordert eine angemessene Personalbedarfsermittlung und den Einsatz einer dementsprechend adäquaten Anzahl qualifizierter Pflegepersonen (ICN 2018). Im österreichischen Strukturplan Gesundheit (ÖSG) ist festgeschrieben, dass im Bereich der akutstationären (inkl. tagesklinischen/tagesambulanten) Versorgung sowie in angrenzenden Versorgungsbereichen „die quantitative Ausstattung mit Personal der verschiedenen Gesundheitsberufe (…) die jeweiligen diagnostischen, therapeutischen und pflegerischen Anforderungen der Patientenversorgung erfüllen [muss]“ (BMGF 2021, S. 111). Im Gegensatz zu bestimmten Fachbereichen (wie z. B. auf der Intensiv- oder Dialysestationen), in denen ein Orientierungsrahmen zur Pflegepersonalbesetzung bereitgestellt wird (s. mehr hierzu unter ÖSG Qualitätskriterien, BMGF 2021), sind für Allgemeinstationen in österreichischen Krankenhäusern weder Personaluntergrenzen noch andere verbindlichen Vorgaben bezüglich des Pflegepersonalschlüssels bzw. des Pflegepersonaleinsatzes³ festgelegt (BMGF 2021). Allgemeinstationen werden hierbei als Bettenstationen definiert, die die Versorgung von Patient*innen mit klinisch stabilen Krankheitsbildern übernehmen, wobei keine intensiv-medizinische Behandlung und keine laufende, Monitor gestützte Überwachung von Vitalparametern Monitoren notwendig ist⁴.

Entsprechend den Bestimmungen der österreichischen Bundesländer zu den definierten krankenanstaltenrechtlichen Aufgaben, des Bundes-Krankenanstalten- und Kuranstaltengesetzes (BGBl 1957/1 2021) sowie ergänzenden beruflichen, arbeits- und sozialrechtlichen Bestimmungen und weiteren rechtlichen Grundlagen soll auf diesen Stationen durch Pflege- und Krankenhausmanagement ein angemessener Pflegepersonaleinsatz sichergestellt werden (Wabro et al. 2010). Doch wie findet der Pflegepersonaleinsatz statt und inwieweit ist dieser angemessen?

Österreich verfügt – im Vergleich zu anderen Ländern, wie z. B. Deutschland oder der Schweiz (Aiken et al. 2012), wo diese Fragestellung im Interesse der Patient*innensicherheit bereits exploriert wurde – bislang über eine limitierte Datengrundlage über den Einsatz von Pflegepersonen auf Allgemeinstationen in Krankenhäusern und dessen Angemessenheit. Erste Entwicklungen zur Etablierung einer Datengrundlage zum Einsatz vom Pflegepersonal in Krankenhäusern werden bereits von der Statistik Austria verfolgt. Auch die verfügbaren Berichte der internationalen Organisation für wirtschaftliche Zusammenarbeit und Entwicklung (OECD) zum österreichischen Gesundheitswesen liefern wichtige Informationen hierzu (OECD 2021a). Erfasst werden beispielweise Daten zur Anzahl von Krankenanstalten und verfügbaren Betten, zur Anzahl stationärer Aufenthalte oder zur Anzahl von im akutstationären Bereich tätigen Pflegepersonen. Bestehende Berichte, wie z. B. der OECD Health Statistics (2021b), geben Hinweise auf eine Pflegepersonalknappheit im akutstationären Bereich in Österreich und bieten einen Vergleich zu anderen europäischen Ländern (Abb. 1).

So ist in der Datenbank der OECD Health Statistics ersichtlich (2021a), dass es im Jahr 2019 in Österreich eine Kapazität von ca. 0,82 Pflegepersonalstellen/Krankenhausbett gab (Nurse-to-Bed Ratio in Vollzeitäquivalent [VZÄ]). Seit dem Jahr 2000 waren kaum Entwicklungen in diesen Zahlen zu bemerken (Nurse-to-Bed Ratio (2000) = 0,75). Im Vergleich zu Ländern mit niedrigeren bzw. vergleichbaren Gesamtgesundheitsausgaben, wie z. B. Irland (1,6 Pflegepersonen [VZÄ]/Krankenhausbett, Gesundheitsausgaben = 7,2 % vom Bruttoinlandsprodukt [BIP]), oder Norwegen (2,3 Pflegepersonen [VZÄ]/Krankenhausbett, Gesundheitsausgaben = 11,3 % vom BIP) (Gesundheitsausgaben in Österreich = 11,5 % vom BIP, OECD 2021c), stellt sich die Anzahl von in österreichischen Krankenhäusern tätigen Pflegepersonen (in VZÄ) pro Krankenhausbett als gering dar.

Bestehende Auswertungen beziehen sich dabei allerdings auf Krankenhausbetten in allen klinischen Bereichen und geben wenig Einblick in die aktuelle Situation auf Allgemeinstationen. Auch die Auswertung von Pflegepersonalstellen pro Krankenhausbett ist für die Einschätzung der derzeitigen Auslastung von Pflegepersonen limitiert, da unklar ist, wie viele diese Personen tatsächlich in der direkten Patient*innenversorgung tätig sind, bzw. für wie viele Patient*innen einzelne Pflegepersonen Verantwortung übernehmen (Simon und Mehmecke 2017). Konkrete Daten aus diesem Bereich sind deshalb für die Einschätzung des Einsatzes vom Pflegepersonal dringend notwendig.

Das Maß Patient-to-Nurse Ratio (PtN) bezieht sich auf die Anzahl der Patient*innen, welche eine Pflegeperson in ihrem Dienst durchschnittlich versorgt. Hierdurch werden Rückschlüsse auf die quantitative Auslastung von Pflegepersonalressourcen im Krankenhaus möglich (Aiken et al. 2012; Simon und Mehmecke 2017). Die Interpretation der vorhandenen Personalressourcen und deren Einsatz im Rahmen der Qualitätssicherung ist somit aussagekräftiger als bei anderen Maßen, wie z. B. bei der Nurse-to-Bed Ratio⁵ (Staflinger 2019) – auch wenn das Maß PtN keine konkreten Angaben über die qualitative Intensität oder Komplexität der zu versorgenden Patient*innen selbst beinhaltet (Simon und Mehmecke 2017).

Die PtN wird u. a. durch die Erhebung der gesamten Anzahl der verfügbaren Pflegepersonen und der zu versorgenden Patient*innen auf einer Station ermittelt. Sie ergibt sich aus dem Verhältnis dieser zwei Parameter und wird entweder für spezifische Tageszeiten, pro Dienstformen (z. B. Tag‑, Spät- oder Nachtdienst) oder pro Tag kalkuliert (Aiken et al. 2012; Simon und Mehmecke 2017; Staflinger 2019). Unterschiedliche Empfehlungen zur Berechnung von PtN – z. B. nach Krankenhaus und Stationscharakteristika sowie Qualifikation der Pflegepersonen – sind aus gesundheitspolitischen Orientierungen sowie aus der Forschung bekannt (Welton et al. 2006; Aiken et al. 2012; McHugh et al. 2021).

Im Rahmen der RN4CAST-Studie⁶ wurde in Europa eine erste Datengrundlage zur PtN geschaffen und ein Ländervergleich verfolgt (Aiken et al. 2012) (Tab. 1). Die Ergebnisse zeigten damals eine hohe Variation innerhalb der meisten Länder auf (i.e. Krankenhäusern innerhalb eines Landes zeigten sehr unterschiedliche PtN-Werte). Erhebliche Unterschiede zeigten sich im Vergleich zwischen den jeweiligen europäischen Ländern. Der deutschsprachige Raum wies hier eine große Heterogenität auf: während in Deutschland eine PtN von durchschnittlich 11 Patient*innen/Pflegeperson ermittelt wurde, zeigte die Schweiz eine PtN von durchschnittlich 5 Patient*innen/Pflegeperson auf. Österreich hat sich an dem Projekt nicht beteiligt.

Die Relevanz einer regelmäßigen Erhebung und Interpretation der PtN-Werte als Grundlage der Gesundheitsversorgungsplanung und der Einschätzung der Qualität akutstationärer Pflege verdeutlich sich, wenn man die dazu bestehende Studienlage näher betrachtet. Es zeigt sich eine robuste, internationale Evidenz bezüglich signifikanter Zusammenhänge zwischen einer niedrigeren PtN und einer niedrigeren, risikoadjustierten Patient*innensterblichkeit im Krankenhaus (Aiken et al. 2018; ICN 2018). Zuletzt wurde in einer australischen Studie erneut dargestellt, dass die Anzahl der stationären Wiederaufnahmen und die stationäre Aufenthaltsdauer mit dem Einsatz von mehr Pflegepersonal pro Patient*innen deutlich reduziert werden können (McHugh et al. 2021).

Einige Länder ziehen daraus bereits eine klare Konsequenz und verwenden die PtN als Orientierungsrahmen zur Planung von Personaleinsatz und zur Einschätzung von Personalangemessenheit (ICN 2018). So wird beispielsweise im Bundesstaat Kalifornien (Vereinigte Staaten von Amerika) eine Ratio von 1:5 Pflegepersonen/Patient*innen (PtN = 5) für Allgemeinstationen mit operativen und/oder konservativen Schwerpunkten definiert. In Kanada variiert dieser Wert zwischen 1:3 und 1:4 Pflegepersonen/Patient*innen (PtN = 3–4; Sharma und Rani 2020). Im Rahmen der Personaluntergrenzen-Verordnung (PpUGV) wurde in Deutschland die maximale Anzahl von Patient*innen pro Pflegeperson⁷ beschränkt und gesetzlich verankert (BGBl. I S. 2357 2020): Für die konservativen und operativen Allgemeinstationen beträgt die PtN jeweils am Tagdienst 7 bis 10 Patient*innen/Pflegepersonen und am Nachtdienst 15 bis 22. Diese Vorgaben beziehen sich allerdings auf PtN aus der Perspektive der verfügbaren Personalressourcen auf einer Station – und geben deshalb noch keine Ankunft über den tatsächlichen arbeitsorganisatorischen Einsatz bzw. über die individuelle quantitative Auslastung der in diesem Setting tätigen Pflegepersonen an.

Internationale Erfahrungen zeigen mittelfristige finanzielle Vorteile für Krankenhausträger und für das Gesundheitssystem i. Allg., eine verbesserte Pflegepersonalausstattung und – am wichtigsten – bessere klinische Ergebnisse für Patient*innen (ICN 2018; Rosenberg 2021). Die Notwendigkeit weiterer Untersuchungen, basierend auf umfassenden und konsistenten Datensätzen, für das Aufzeigen möglicher Zusammenhänge zwischen der Personalbesetzung, der impliziten Rationierung und der Pflegequalität wird in systematischen Reviews dennoch stark betont (Olley et al. 2019).

Wie bereits angeführt: Es sind nicht nur finanzielle Vorteile mit einer niedrigeren PtN verbunden. Denn, wenn die Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung durch eine adäquate Anzahl (und u. a. Qualifikation) an Pflegepersonal sichergestellt ist, treten Komplikationen in der Versorgung von Patien*innen weniger häufig auf (Griffiths et al. 2018; ICN 2018). Das Zusammenspiel von vorhandenen Personalressourcen und Patient*innen-Outcomes wird u. a. durch implizite Rationierung bzw. das Phänomen von MNC erklärt (Kalisch et al. 2009).

Kalisch (2006) definiert MNC als jegliche Pflegetätigkeit, bezogen auf die erforderliche Patient*innenversorgung, die entweder zur Gänze oder teilweise weggelassen bzw. mit einer nachteiligen Verzögerung durchgeführt wird. In der Literatur zu MNC begründet, zeigt sich, dass die fehlende Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung einer der wichtigsten Faktoren für MNC darstellt (Griffiths et al. 2018). Dies passiert v. a., wenn weniger Pflegepersonen im Team zur Verfügung stehen und sie deshalb die Verantwortung für eine höhere Anzahl von Patient*innen übernehmen müssen. Um diese Ressourcenknappheit zu managen, müssen sie oftmals nicht nur Prioritäten setzen, sondern auch erforderliche pflegerische Interventionen unterlassen (Kalisch et al. 2009; Griffiths et al. 2018).

Die inadäquate Pflegepersonalbesetzung wird somit als wesentlicher Auslöser von MNC betrachtet. Ihr Einfluss auf MNC soll nun auch anhand der vorliegenden Studie konkret für österreichische Krankenhäuser gezeigt werden.

Die MISSCARE-Austria-Studie ist eine quantitative deskriptiv-komparative Querschnittstudie mittels online-Befragung. Hier werden PtN und Angemessenheit der Personalbesetzung aus Sicht von Pflegepersonen deskriptiv dargestellt (deskriptive Studie) und nach Dienstzeiten, Krankenhauscharakteristika, Stationsschwerpunkt oder nach Berufsgruppe in der Pflege analysiert (komparative Studie). Des Weiteren werden Einflüsse auf MNC anhand der oben genannten Variablen exploriert und getestet (komparative Studie).

Setting der Studie waren konservative und/oder operative Allgemeinstationen für Erwachsenen in österreichischen Krankenhäusern. Die Rekrutierung für die Studie begann im April 2021. Die Studie fand zwischen Mai und Juli 2021 statt.

Interessenvariablen unserer Studie waren die durchschnittliche PtN (in durchschnittliche Anzahl von Patient*innen pro Pflegeperson pro Dienst, über die verschiedenen Dienstzeiten hinaus), die PtN nach Dienstzeiten (in durchschnittliche Anzahl von Patient*innen pro Pflegeperson, in Tag- und Nachtdienst aufgeteilt), Krankenhauscharakteristika (Lokalisation, Typ und Größe), der Stationsschwerpunkt (konservativ und/oder operativ), die Berufsgruppe in der Pflege (i.e. PA, PFA oder DGKP), die Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung und MNC. In unserer Studie bezieht sich PtN auf die durchschnittliche, individuelle, quantitative Auslastung der befragten Personen auf ihrer Station und wurde durch folgende Frage erhoben: Für wie viele Patient*innen sind Sie durchschnittlich pro Dienst verantwortlich? (Bestehende Patient*innen plus Aufnahmen und Entlassungen). Zusätzlich konnten Befragte eine Angabe zur ihren durchschnittlichen PtN bei Tag- und bei Nachtdiensten machen sowie ihre durchschnittliche Anzahl an Patient*innenaufnahmen und Entlassungen an Werktagen⁸ angeben. Die Krankenhauslokalisation wurde entsprechend Blackman et al. (2018) in ländlich und städtisch definiert. Krankenhaustyp wurde entsprechend dem österreichischen Bundesgesetz über Krankenanstalten und Kuranstalten (BGBl. Nr. 1/1957 2021) in öffentlich, gemeinnützig und privat operationalisiert. Für die Definition von Antwortkategorien für die Variable Krankenhausgröße wurde Bezug auf die Arbeit von Gessl (2011) zur optimalen Größe von Krankenhäusern in Österreich genommen. Der Stationsschwerpunkt und die Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung wurden entsprechend Kalisch und Williams (2009) erhoben. Zur Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung wurde die Frage gestellt: Wie oft in den vergangenen 3 Monaten war Ihrer Meinung nach die Personalbesetzung auf Ihrer Station angemessen? (Antwortkategorien: 1 „immer“, 2 „oft“, 3 „selten“ und 4 „nie“). Auf Basis einer Itembatterie zur Häufigkeit von Weglassen einzelner Pflegeinterventionen wurde MNC gemessen (i.e. die Sektion A; 30 Items gemessen in einer 6‑stufigen Endpunkteskala von 1 :„sehr selten“ bis 6 :„sehr oft“) (s. Artikel 1 unserer Publikationsreihe oder Anhang, Tab. 5).

Als Instrument für die Datenerhebung wurde die österreichische Version des Revised MISSCARE Survey (Cartaxo et al. in Vorbereitung) herangezogen. Alle beschriebenen Variablen wurden mit diesem Fragebogen erhoben. Ein quantitativer Pretest des Instruments zeigte eine hohe Akzeptanz (durchschnittlich 1,3 fehlende Antworten/Befragte (SD = 6,3) und eine Ausfüllzeit von ca. 13 min) und eine gute interne Konsistenz (ω zwischen 0,954 und 0,806) (Cartaxo et al. in Vorbereitung). Eine explorative Faktorenanalyse mittels Hauptachsenanalyse und Quartimax-Rotation ergab eine 3‑faktorielle Lösung, die den in Dabney et al. (2019) beschriebenen Ergebnissen ähnelt. Eine gemeinsame Prüfung des Instruments mit der Erstentwicklerin und mehrfache kognitive Tests bestärken die funktionale Äquivalenz des Instruments gegenüber dem Original (Cartaxo et al. in Vorbereitung).

Die Datenanalyse erfolgte mittels Berechnung von Mittelwert (M) und Standardabweichung (SD), gefolgt von schließender Statistik mittels Korrelationskoeffizienten sowie nichtparametrischen Gruppenunterschieden (bei der abhängigen Variable PtN) und einem univariaten mehrfaktoriellen Varianzanalysemodell (ANOVA) (bei der abhängigen Variable MNC).

ANOVA-Modelle ermöglichen den Vergleich von Mittelwerten einer abhängigen Variable zwischen Gruppen einer oder mehrerer unabhängiger Variablen (Backhaus et al. 2018). Diese Vorgehensweise dient der Aufdeckung möglicher Einflüsse von PtN und der Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung auf MNC. Zudem können spezifische Unterschiede in den beobachteten Einflüssen nach Stations- und Krankenhauscharakteristika sowie nach verschiedenen Berufsgruppen in der Pflege untersucht bzw. kontrolliert werden.

In Vorbereitung auf die Modellberechnung wurde MNC als abhängige Variable aufbereitet. Hierfür wurde die ursprüngliche Itembatterie der Sektion A in einem Mittelwertindex MNC zusammengefasst, bestehend aus dem Mittelwert aller eingegebenen Werte in der Sektion A (Anhang, Tab. 5). Krankenhauscharakteristika, Stationsschwerpunkt, Berufsgruppe in der Pflege, Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung und PtN wurden als unabhängige Variablen (i.e. Faktoren) definiert. Interaktionen zwischen unabhängigen Variablen wurden geprüft. Die statistische Signifikanz wurde auf α = 0,05 gelegt. Fehlende Werte wurden paarweise (beschreibende Statistik) und listenweise (schließende Statistik) ausgeschlossen.

Werden Krankenhauscharakteristika wie Lokalisation, Typ und Größe betrachtet, lässt sich Folgendes feststellen (Abb. 2a–c): In städtischen (M = 14,5; SD = 7,4), öffentlichen und größeren Krankenhäusern (jeweils M = 15,0; SD = 8,2) berichten die Befragten über einen niedrigeren PtN-Wert am Tagdienst.

Unterschiede im durchschnittlichen PtN-Wert nach Krankenhauslokalisation und -größe stellen sich als statisch signifikant dar (jeweils mit z = −4,035; p < 0,001 und H [2] = 6,143; p = 0,046). Ein Unterschied zwischen Krankenhäusern mit bis zu 300 Betten und mit mehr als 500 Betten ließ sich durch paarweise Vergleiche feststellen. Die Unterschiede bezüglich des durchschnittlichen PtN-Wertes je nach Krankenhaustyp weisen jedoch keine statistische Signifikanz auf (H [2] = 4,579; p = 0,101).

Im Vergleich zwischen operativen, konservativen und Stationen mit beiden Schwerpunkten lässt sich feststellen, dass Pflegepersonen auf operativen Stationen durchschnittlich die meisten Patient*innen versorgen (M = 19,3; SD = 12,5) (Abb. 3). Ein Unterschied zwischen Stationen mit konservativen (M = 17,9; SD = 9,6) und Stationen mit beiden Schwerpunkten (M = 18,4; SD = 7,2) stellt sich als gering dar. Diese Unterschiede sind nicht statistisch signifikant (H [2] = 5,468; p = 0,065). Demnach unterscheiden sich die PtN-Werte, bezüglich des Stationsschwerpunkts, mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 % nicht.

Unterschiede zwischen Tag- und Nachtdienst bleiben konsistent mit den in den vorhergegangenen Unterkapitel beschriebenen Daten: Circa 5 bis 7 Patient*innen mehr müssen Pflegepersonen im Nachtdienst durchschnittlich versorgen, je nach Schwerpunkt ihrer Station.

DGKP weisen in unserer Studie als Berufsgruppe den niedrigsten durchschnittlichen PtN-Wert auf (M = 18,2; SD = 10,3) (Abb. 4). Zwischen PA und PFA erscheint der Unterschied in der Anzahl der versorgten Patient*innen pro Dienst nicht bedeutend. Ergebnisse eines Kruskal-Wallis-Tests zur Prüfung dieser Interpretation zeigen sich statistisch signifikant (H [2] = 10,596; p = 0,005). Die PtN unterscheiden sich mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 % nach Berufsgruppe in der Pflege: DGKP sind die Berufsgruppe, welche für eine niedrigere Patient*innenanzahl Verantwortung trägt.

Wenn nach der Häufigkeit der Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung auf den Stationen gefragt wird, berichten 67,8 % (n = 572), dass die Pflegepersonalbesetzung in den letzten 3 Monaten selten oder nie angemessen war. Lediglich 3,6 % (n = 30) der Befragten meldeten zurück, dass auf ihrer Station die Pflegepersonalbesetzung immer angemessen war (Abb. 5).

Die Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung hängt sowohl mit dem durchschnittlichen PtN-Wert (ρ = 0,205; p < 0,001; n = 837) als auch mit dem berechneten Mittelwertindex MNC (r = 0,449; p < 0,001; n = 842) zusammen. Diese Beziehung ist statistisch hochsignifikant. Pflegepersonen, die für weniger Patient*innen Verantwortung tragen, berichten über eine bessere Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung. Im Rückschluss hängt eine schlechte Einschätzung der Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung unseren Daten nach mit einer höheren durchschnittlichen Häufigkeit an weggelassenen Pflegetätigkeiten – MNC (i.e. mit einem höheren Mittelwertindex MNC) – zusammen.

Im Vorfeld der Datenmodellierung wurde die metrische Variable PtN, entsprechend der beobachteten Verteilung der Daten, in 4 Kategorien unterteilt: 1 „bis 10 Patient*innen/Dienst“, 2 „11 bis 20 Patient*innen/Dienst“, 3 „21 bis 30 Patient*innen/Dienst“ und 4 „> 30 Patient*innen/Dienst“. Der Mittelwertindex MNC wurde danach allen unabhängigen Variablen deskriptiv gegenübergestellt (Anhang, Tab. 7).

Folglich wurden die notwendigen Voraussetzungen für die Durchführung einer univariaten multifaktoriellen ANOVA geprüft. Die metrische Variable Mittelwertindex MNC hat sich in unserer Studie als annähernd normalverteilt dargestellt (Anhang, Abb. 7). Zudem zeigte sich die Prüfung auf Varianzhomogenität von Mittelwertindex MNC über die Gruppen der unabhängigen Variablen als nicht signifikant (Levene-Test[288, 521] = 1,046; p = 0,327). Alle Gruppen umfassten mehr als 30 Beobachtungseinheiten (ausgenommen die Gruppe der Pflegepersonen in privaten Krankenhäusern). Die Voraussetzungen für die ANOVA waren somit großteils erfüllt.

Das Haupteffektenmodell zeigt sich statistisch signifikant (F = 15,580; p < 0,001). Sein gesamter Erklärungsbeitrag ist moderat⁹ (ca. 24 % der gesamten Varianz in MNC wird durch das Modell erklärt [korrigiertes R²]; Cohen 1988), und die Variablen Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung (Personal) und PtN (in Klassen) spielen eine wichtige Rolle für die Erklärung von MNC (mit jeweils p < 0,001 und p = 0,009). Die nach Cohen (1992) umgerechneten partiellen Eta-Quadrate¹⁰ ergeben einen starken Effekt auf den Mittelwertindex MNC für die Variable Angemessenheit der Pflegepersonalbesetzung (η_p² = 0,185; f = 0,48) (Tab. 4). Hochberg-GT2-Post-hoc-Tests¹¹ zeigen hier, dass Unterschiede im Mittelwertindex MNC zwischen allen Untergruppen der Variable Angemessenheit Personal statistisch signifikant sind – jedoch nicht zwischen den Personen, die ihre Antworten bezüglich einer angemessenen Personalbesetzung den Aussagen „immer“ oder „oft“ zuordnen (p = 0,213). Post-hoc-Tests, bezogen auf die Variable PtN (in Klassen), zeigten ebenfalls, dass der durchschnittlich Wert des Mittelwertindex MNC ab einer PtN höher als „10 Patient*innen/Dienst“ eindeutig höher ist.¹²