Voor de analyse van oversterfte in 2020 beschikken we over de BSN-pseudoniemen van de 147.800 en 167.200 Zvw-verzekerden die volgens de BASIC-bestanden van Vektis in 2019 respectievelijk 2020 zijn overleden.28 Via het BSN-pseudoniem hebben we een koppeling gemaakt met de bestanden voor het vereveningsonderzoek van 2021 en 2020. Voor een aantal subgroepen gedefinieerd op basis van vereveningscriteria in de onderzoeksbestanden van de OT2021 en OT2022 (dus datajaren 2018 en 2019) presenteert Tabel A de sterftekansen in 2019 en 2020. De oorspronkelijke bedoeling was om met behulp van informatie uit de DHD (Dutch Hospital Data) vast te stellen wie van de overledenen in 2020
28 Voor zowel 2019 als 2020 blijken ruim 4.000 overlijdens te ontbreken ten opzichte van CBS-cijfers.
Het verschil tussen de twee jaren in het aantal sterfgevallen is ongeveer 19.400, wat minder is dan de 20.200 sterfgevallen bij wie, volgens het CBS, coronabesmetting is vastgesteld (87%) dan wel vermoed wordt (13%) omdat in de eerste 10 weken van 2020 sprake was van ondersterfte.
aan corona is overleden.29 Helaas heeft de aanlevering uit de DHD vertraging opgelopen. We hebben daarom een alternatieve aanpak gekozen waarbij we een vergelijking maken tussen de sterftekansen van 2019 en 2020, uitgesplitst naar een aantal subgroepen afgeleid uit de vereveningscriteria. Deze vergelijking geeft een indruk van de mate waarin de ‘oversterfte’ in 2020 al dan niet is geconcentreerd in bepaalde subgroepen.
De onderste regel van Tabel A geeft aan dat de sterfte in 2020 13% hoger was dan in 2019 [13% = 100% x (9,8-8,7) / 8,7)]; dit betekent ongeveer 19.400 extra overlijdens.
Uitgesplitst naar de onderscheiden subgroepen zien we dat de sterfte globaal tussen de 10 en 17% hoger was in 2020 dan in 2019. Uitzonderingen vormen de 0-64-jarigen (en daarbinnen met name de 0-17-jarigen) en in het kielzorg daarvan de hoofdcategorieën van het AVI-criterium, behalve de 70-plussers, uiteraard. Merk de hoge sterftekansen op van 80-plussers, Wlz-blijvers en -instromers, en degenen met MVV>0. Dit stemt overeen met berichten in de media dat coronasterfte vooral optreedt bij ouderen, in Wlz-instellingen en onder kwetsbaren.30 De laatste kolom van de tabel laat dit nog duidelijker zien: daar is de oversterfte per subgroep (= sterftekans in 2020 minus sterftekans in 2019) gedeeld door de totale oversterfte vermeld op de onderste regel van de tabel. Het resulterende verhoudings-cijfer voor 80-plussers is bijvoorbeeld 10,0 versus 0,1 voor 0-64-jarigen. Dit betekent dat tegenover elke 0-64-jarige die extra is overleden, 100 extra overlijdens staan in de groep 80-plussers. De verhoudingscijfers laten ook zien dat voor degenen ingedeeld bij een positieve klasse van de morbiditeitscriteria (FKG, DKG, HKG, MHK, FDG, MVV) de kans op ‘oversterfte’
(dus de kans om tot de groep van 19.400 extra overlijdens in 2020 te behoren) ongeveer een factor 3 hoger is dan het overall gemiddelde. Voor MVV>0 is dit cijfer zelfs 8,3.
Tabel A. Sterfte per 1.000 verzekerden in 2019 en 2020 gerelateerd aan karakteristieken in 2018 respectievelijk 2019
Omschrijving
Sterfte per 1000 %verschil 2020 t.o.v. 2019
29 Een kanttekening bij het oorspronkelijke plan is dat veel overledenen met corona überhaupt niet in het ziekenhuis zijn behandeld. Dus is het met deze informatie onmogelijk voor iedereen binnen de totale groep van 167.200 overlijdens in 2020 vast te stellen wie wel en wie niet corona heeft gehad.
30 Op een andere manier weergegeven: van de totale oversterfte van ongeveer 19.400 verzekerden blijkt bijna 50% 80-plussers te betreffen, voor ongeveer 30% gaat het om Wlz-bewoners en voor 20%
om mensen met MVV>0. Op zichzelf genomen zijn dit echter lastig interpreteerbare cijfers omdat de omvang van de subgroepen natuurlijk van belang is. Zo heeft de 20% met MVV>0 betrekking op een subgroep met maar 2% van de bevolking.
Omschrijving
Sterfte per 1000 %verschil 2020 t.o.v. 2019
a Subgroepen zijn gebaseerd op vereveningscriteria zoals gedefinieerd voor het somatisch model 2021.
In alle subgroepen van Tabel A speelt leeftijd een dominante rol, en omdat (over-)sterfte zeer sterk gerelateerd is aan leeftijd, is het lastig het gezamenlijke effect van alle variabelen vast te stellen. Om daar toch een indruk van te krijgen en tegelijk een vertaalslag te maken naar de mogelijke impact op het vereveningsmodel, hebben we voor de groepen die zijn overleden in 2019 en 2020 de normkosten berekend in 2018 respectievelijk 2019. Een groot verschil tussen de waardes van deze grootheid zou erop duiden dat de oversterfte selectief heeft plaatsgevonden. Dat geldt ook wanneer de kosten (let op: in het jaar vóór overlijden) veel zouden verschillen. Tabel B geeft de uitkomsten van deze analyse, uitgaande van het somatisch model 2021.
Tabel B. Voor overledenen in 2019 en 2020: de gemiddelde kosten en normkosten in 2018 respectievelijk 2019
Overleden in 2019 Overleden in 2020
Kosten in jaar t-1 16.623 16.292
Normkosten in jaar t-1 a 11.974 11.961
a Normkosten voor beide jaren gebaseerd op het somatisch model 2021.
De overledenen in 2019 blijken in het (kalender)jaar vóór overlijden gemiddeld ruim 16.600 euro aan zorgkosten te hebben gehad; dat is ruim 4.600 euro meer dan de normkosten voor deze groep. Zowel de zeer hoge kosten als de forse ondercompensatie in de periode voor het
overlijden zijn bekende fenomenen (zie bijvoorbeeld WOR 953)31. Interessant is dat deze bedragen voor degenen die zijn overleden in 2020, nauwelijks anders uitpakken: gemiddelde kosten van bijna 16.300 euro en een ondercompensatie van ruim 4.300 euro. Samen met Tabel A duidt dit erop dat de oversterfte in 2020 overwegend is opgetreden in groepen die gezien hun karakteristieken, kosten en normkosten in het jaar vóór overlijden sowieso al een relatief grote sterftekans hadden. Daarnaast wijzen de uitkomsten er niet op dat de extra overledenen een selectieve groep vormen binnen de risicoklassen van het vereveningsmodel.
Om dit verder te onderzoeken hebben we voor de 100 percentielen van de frequentieverdeling van kosten in 2018 de sterftekans in 2019 bepaald, en voor de 100 percentielen van de frequentieverdeling van kosten in 2019 de sterftekans in 2020. Vervolgens hebben we deze kansen tegen elkaar afgezet in Figuur A. Figuur B bevat de uitkomsten van eenzelfde analyse maar dan is de indeling in decielen gebaseerd op normkosten in plaats van kosten. Merk op dat voor beide figuren geldt dat de sterftekansen – bijna vanzelfsprekend – oplopen met toenemende (norm)kosten (die zijn echter niet afgebeeld). De vraag die we hiermee willen beantwoorden, is of de sterftekansen in 2020 zich anders verhouden tot (norm)kosten (oftewel: het profiel van verzekerden in termen van vereveningscriteria) in jaar t-1 dan die in 2019.
Figuur A. Sterftekansen in 2020 en 2019, kansen bepaald per percentiel van kosten in 2019 resp. 2018
31 WOR 953: “Onderzoek naar de zorgkosten voor overlijden, Fase I”, Significant.
y = 1.0968x R² = 0.9916
0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 0.12 0.14 0.16
0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 0.12 0.14 0.16
Sterftekans in 2020
Sterftekans in 2019
Figuur B. Sterftekans 2020 en 2019, kansen bepaald per percentiel van normkosten in 2019 resp. 2018
Figuur A laat zien dat de sterftekansen in 2020 vrijwel lineair samenhangen met die in 2019 (R2 = 99,3%), alleen liggen ze op een iets hoger niveau, en wel zodanig dat de kans in 2020 1,0968 keer zo hoog is als in 2019, ofwel 9,68% hoger. Voor percentielen bepaald op basis van normkosten laat Figuur B eveneens een zeer sterke samenhang zien: R2 = 99,1% en een 11,16% hogere sterfte in 2020 ten opzichte van 2019.
Opvallend in beide figuren is de grote afwijking van de regressielijn voor het punt met 2019-kansen tussen ongeveer 0,03 en 0,04. Bij nadere inspectie blijkt dit betrekking te hebben op de eerste 2 percentielen van de frequentieverdelingen van (norm)kosten, waar Wlz-bewoners zwaar zijn oververtegenwoordigd, samen met studenten. Dit is een ongelukkige clustering, die tot stand komt door de lage (norm)kosten van Wlz-bewoners binnen de Zvw. Daarom hebben we deze verzekerden in tweede instantie apart in onderhavige analyse opgenomen. Voor Figuur A nam daardoor de R2 toe tot 99,70% terwijl de richtingscoëfficiënt steeg naar 1,111;
voor Figuur B werden deze cijfers 99,69% en 1,121. Op basis hiervan concluderen we dat de sterftekansen over de volle breedte van (norm)kosten in jaar t-1, in 2020 ruim 10% hoger liggen dan in 2019, waarbij de sterftekans van Wlz-bewoners wat meer is toegenomen, zoals al te zien was in Tabel A.
In een simulatie-analyse hebben we verder gekeken wat de gevolgen voor de gemiddelde kosten in 2019 voor elk van de 218 risicoklassen zouden zijn geweest als we degenen die in 2020 extra zijn overleden, buiten beschouwing hadden gelaten. Op macroniveau zouden dan de kosten met 15 euro dalen (-0,6%). De maximale verandering in kosten over de 218 risicoklassen bleek bijna -600 euro te bedragen, namelijk voor de hoogste MHK-klasse
y = 1.1116x R² = 0.9887
0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 0.12 0.14 0.16
0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 0.12 0.14 0.16
Sterftekans in 2020
Sterftekans in 2019
(afgezien van wat grotere kostenveranderingen voor de – zeer kleine patiëntengroepen – ingedeeld bij de vier EHK’s). De overall gewogen gemiddelde absolute verandering (GGAV) in kosten per risicoklasse bedroeg 5,8 euro per verzekerdenjaar. Uitgedrukt in percentages variëren de veranderingen tussen de -1,6 en +2,2%; de GGAV bedraagt dan 0,3%. Op basis van de ervaringen van de afgelopen jaren betekent dit dat de GGAV voor de veranderingen in normbedragen per risicoklasse ongeveer half zo groot zullen zijn, dus afgerond 3 euro (of 0,15%, met een bandbreedte van -0,8 en 1,1%).
Gezien de uitkomsten van tabellen A en B, figuren A en B en de simulatie-analyse lijkt het voldoende om bij de verzekerdenraming 2022 rekening te houden met de extra overlijdens in 2020 (en 2021). De extra overlijdens hebben naar verwachting geen grote impact op de kosten per risicoklasse en daarmee waarschijnlijk ook niet op de relatie tussen kosten en vereveningscriteria.