R.C.J.A. van Vliet
R. Goudriaan
G.J. Mazzola
A. Notenboom
Onderzoek voor het Ministerie van Volksgezondheid, Welzijn en Sport, in het kader van de Werkgroep Onderzoek Risicoverevening (WOR)
© Aarts De Jong Wilms Goudriaan Public Economics bv (APE)
Berekening
normbedragen
risicovereveningsmodel
2009
Den Haag, september 2009
Berekening normbedragen risicovereveningsmodel 2009: WOR 389b R.C.J.A. van Vliet, R. Goudriaan, G.J. Mazzola en A. Notenboom
Ape rapport nr. 611
© 2008 Aarts De Jong Wilms Goudriaan Public Economics bv (APE)
Website: www.ape.nlOmslag: Brordus Bunder, Amsterdam
Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd en/of openbaar gemaakt door druk, foto-kopie of op welke andere wijze dan ook, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming.
A
pe 1I
NHOUDVOORAF 3
1 INLEIDING 5
2 DATA 9
2.1 Verschillen 2006-data ten opzichte van 2005-data 9
2.2 Beschikbare data 11
2.3 Selecties 13
3 BEWERKING VAN DE KOSTEN 15
3.1 Bewerkingen van BASIC 2006 15
3.2 Overige bewerkingen van de kosten 16
3.3 Kosten van ziekenhuiszorg 17
4 BEWERKING VEREVENINGSCRITERIA 19
4.1 Leeftijd/geslacht 19
4.2 FKG’s 19
4.3 DKG’s 23
4.4 Aard van het inkomen 24
4.5 Sociaal-economische status (SES) 27
4.6 Regioclusters 28
5 HERWEGING, OPHOGING EN HKV-POOL 31
5.1 Inleiding 31
5.2 Herweging naar CVZ-verzekerdenraming 2009 31 5.3 Ophoging naar MacroPrestatieBedragen 2009 34
5.4 HKV-pool 35
6 NORMBEDRAGEN RISICOVEREVENINGSMODELLEN SOMATISCHE ZORG 39
6.1 Structuur risicovereveningsmodel 39
6.2 Restricties op normbedragen 41
6.3 Schatten risicovereveningsmodel en HKV-correctie 43 6.4 Normering eigen betalingen vanwege eigen risico 44
APPENDIX A:NORMBEDRAGEN PER RISICOKENMERK VOOR VEREVENINGSMODEL 2009,
IN EURO’S 49
APPENDIX B:NORMBEDRAGEN 2009 PER RISICOKENMERK VOOR NORMERING EIGEN BETALINGEN T.G.V. VERPLICHT EIGEN RISICO (ALLEEN VOLWASSENEN, ZONDER FKG; DEGENEN MET FKG:155 EURO), IN EURO’S 57
A
pe 3V
OORAFEvenals voorgaande jaren is gekozen voor een afzonderlijke, zelfstandig leesbare rapportage over de berekening van de normbedragen 2009 voor het risicovereveningsmodel van de Zorgverzekeringswet. De onderliggende onderzoeksresultaten zijn gebundeld in de afzonderlijke publicatie Overall
Toets risicovereveningsmodel 2009: Bundel deelrapportages (WOR 389a).
De voorliggende rapportage beschrijft de berekening van de normbedra-gen voor het risicovereveningsmodel 2009. De rapportage bevat de uitein-delijk berekende normbedragen voor het risicovereveningsmodel van de somatische zorg en voor de normering van de eigen betalingen als gevolg van het verplichte eigen risico. De Appendices vermelden alle normbedra-gen. Het risicovereveningsmodel 2009 voor de geneeskundige GGZ komt in deze rapportage niet aan de orde omdat de Minister heeft besloten dit model gelijk te houden aan dat van 2008.
Onze dank gaat uit naar de leden van de Werkgroep Beleid Risicovereve-ning (WBR) en van de Werkgroep Onderzoek RisicovereveRisicovereve-ning (WOR) voor hun commentaar op de onderliggende rapportages en onderzoeksresulta-ten (in het bijzonder WOR 382 en WOR 383).
A
pe 51 I
NLEIDINGDeze rapportage beschrijft de berekening van de normbedragen voor het risicovereveningsmodel 2009 in het kader van de Zorgverzekeringswet (Zvw), en presenteert de uitkomsten. Daarbij is vooral gebruikgemaakt van de bevindingen en uitkomsten van WOR 389a en WOR 368 (het Herij-kingsonderzoek), alsmede van de besluiten over de vormgeving van het model die mede op basis daarvan in de daartoe geëigende gremia zijn ge-nomen.
Uitgangspunt van de berekeningen vormen de bestanden met verzeker-den- en schade-informatie over 2006 die 30 zorgverzekeraars (ongeveer 95% van de markt) in het kader van het onderzoek voor de WOR hebben aangeleverd aan Vektis. Deze zijn – na eerste controle en correctie – ver-volgens doorgeleverd aan de onderzoekers. Aan deze bestanden hebben wij informatie gekoppeld over farmaciekostengroepen (FKG’s), diagnose-kostengroepen (DKG’s), aard van het inkomen (AVI), sociaal-economische status (SES) en de regioclustering. Het geheel van deze gegevens, kort-weg aangeduid met ‘het WOR-bestand 2006’, is in het kader van de Over-all Toets 2009 in drie stappen geschikt gemaakt voor berekening van de normbedragen somatische zorg:
1. Er zijn eerst nog diverse correcties, bewerkingen en aanvullingen aan-gebracht.
2. Daarna is het resulterende databestand herwogen naar de verzeker-denraming van het CVZ voor 2009.
3. Vervolgens zijn in het databestand van stap (2) de kosten voor elf zorgvormen afzonderlijk opgehoogd naar het (verwachte) niveau van 2009. Dit is gebeurd door de gewogen gemiddelden van deze kosten over 2006 uit (2) te vergelijken met de overeenkomstige gemiddelden van de MacroPrestatieBedragen (MPB) van 2009, vastgesteld door het ministerie van VWS.
Een afzonderlijk onderdeel van deze rapportage betreft de normering van de eigen betalingen als gevolg van het verplicht eigen risico voor volwas-senen (ouder dan 17 jaar) dat met ingang van 2008 van toepassing is. Bij een vergelijking van de hier gepresenteerde normbedragen voor het vereveningsmodel 2009 met die van het 2008-model (WOR 322b), dient men met een aantal wijzigingen rekening te houden. De belangrijkste daarvan zijn:
1. Wijzigingen in het model:
a. leeftijd is bepaald per 30 juni (dus niet meer per 31 december) waardoor we een betere aansluiting met de verzekerdenraming en CBS-populatiegegevens krijgen, voor kinderen geboren na 30 juni 2006 is de leeftijd op 0 jaar gezet;
b. de leeftijdsgroepen van 15–19 en 20–24 jaar zijn gewijzigd in 15– 17 en 18–24 jaar in verband met de aansluiting op de aantallen premie-equivalenten;
c. de categorie van WW’ers etc. is geschrapt uit het vereveningsken-merk voor de aard van het inkomen;
d. de kosten van de B-DBC’s zijn uit de variabele ziekenhuiskosten gehaald en vormen met ingang van 2009 een afzonderlijk deelbe-drag binnen de risicoverevening;
e. het verplicht eigen risico is voor 2009 opgetrokken van 150 naar 155 euro, wat gevolgen heeft voor het normatieve model voor de eigen betalingen ten gevolge van dat eigen risico;
2. Wijzigingen in de kosten:
a. de som van kosten B-DBC’s en ziekenhuiszorg-variabel in het vere-veningsmodel 2009 is groter dan de variabele ziekenhuiskosten in 2008 vanwege een technische én een beleidsmatige uitbreiding van het B-segment;
b. per 2006 zijn de kosten van kunstgebitten overgeheveld van hulp-middelen naar tandheelkunde, wat zorgt voor een verschuiving tus-sen deze deelprestaties in de relevante leeftijdsgroepen;
c. per 2006 vallen de kosten van verbandmiddelen voor chronische aandoeningen onder hulpmiddelen in plaats van farmacie, wat leidt tot een verschuiving tussen deze deelprestaties in de meest betrok-ken FKG’s en DKG’s;
3. Wijzigingen in de onderzoeksdata (zie verder hoofdstuk 2):
a. voor het eerst hebben de ziektekosten in de onderzoeksbestanden (van 2006) betrekking op de Zvw, zodat pakketverschillen geen rol meer spelen en diverse kostencorrecties en –simulaties overbodig zijn geworden;
b. DKG’s zijn nu voor het eerst gebaseerd op DBC-gegevens (van 2005) die de verzekeraars zelf hebben aangeleverd en niet meer op diagnose-informatie van ziekenhuisopnamen uit de Landelijke Medi-sche Registratie (LMR), zoals in het verleden steeds het geval was; c. FKG’s zijn deels (circa 15%) gebaseerd op farmacierecepten van
2006 omdat de feitelijk benodigde receptgegevens van 2005 niet waren te koppelen;
A
pe 7 d. ten opzichte van de Overall Toets 2008 is het onderzoeksbestandwaarop de normbedragen worden geschat, uitgebreid, van 14,2 miljoen naar uiteindelijk 14,9 miljoen verzekerdenjaren;
4. Wijzigingen in het MacroPrestatieBedrag (MPB):
a. vervoer: de harmonisatie van de arbeidsvoorwaarden voor ambu-lancevervoer (publiek/privaat) is generiek verwerkt via een opho-ging naar het betreffende deelbedrag binnen het MPB omdat geen adequate gegevens beschikbaar waren voor een meer specifieke toewijzing van deze kosten;1
b. farmacie: de (beperkte) korting op het MPB wegens ‘gepast gebruik cholesterolverlagers’ is eveneens generiek verwerkt bij de ophoging van de onderzoeksdata naar het MPB (zie paragraaf 5.3).2
Bij een vergelijking met de uitkomsten voor de Beleidsvariant in WOR 389a (Deel I) dient men verder op het volgende bedacht te zijn:
1. In de voorliggende rapportage zijn de meeste uitkomsten verkregen ná gedetailleerde herweging naar de CVZ-verzekerdenraming van 2009 (in WOR 389a is per leeftijd-geslacht-postcode herwogen naar de be-volking van medio 2006), en ná ophoging van de kosten naar het MPB van 2009 (in WOR 389a is gewerkt met de kosten van 2006).
2. De regioclustering is opnieuw vastgesteld: in Deel I van WOR 389a be-trof het nog de clustering van het vereveningsmodel 2008, gebaseerd op data van 2005, nu is de clustering van Deel II gebruikt, gebaseerd op data van 2006.3
3. Circa 144.000 (volmacht-)verzekerden van één verzekeraar worden nu buiten beschouwing gelaten, omdat hun in BASIC 2006 geregistreerde kosten praktisch 0 bleken te zijn. Daardoor hebben we de ziekenhuis-kosten van de overige verzekerden van deze verzekeraar met een fac-tor 0,933 moeten bijstellen.
De rapportage geeft eerst kort aan welke selecties, correcties en aanvul-lingen wij op de oorspronkelijke, door diverse organisaties aangeleverde databestanden hebben toegepast (hoofdstuk 2). Dan komen de bewerking van kosten (hoofdstuk 3) en van vereveningscriteria (hoofdstuk 4) aan bod, waarna in hoofdstuk 5 een beschrijving volgt van herweging naar de verzekerdenraming en de ophoging naar het MPB. De rapportage besluit met een toelichting op de uiteindelijk berekende normbedragen, zowel die
1 Hetzelfde geldt voor de uitbreiding van het aantal standplaatsen voor ambulan-ces.
2 Hetzelfde geldt voor de beperking van de vergoedingen voor slaap- en kalme-ringsmiddelen en voor het schrappen van enkele hulpmiddelen.
3 In Deel III van WOR 389a wordt kort ingegaan op de Beleidsvariant inclusief de nieuwe regioclustering.
voor het risicovereveningsmodel zelf als die voor de normering van de ei-gen betalinei-gen (hoofdstuk 6). De normbedraei-gen zijn weergegeven in de appendices.
Merk op dat hoofdstukken 2, 3 en 4 ten dele overlappen met WOR 368 en WOR 389a; dit is met opzet gedaan zodat onderhavige rapportage in prin-cipe het gehele traject beschrijft waarlangs we vanuit de aangeleverde da-tabestanden zijn gekomen tot het uiteindelijke onderzoekbestand waarop de normbedragen voor 2009 zijn berekend.
A
pe 92 D
ATA2.1 Verschillen 2006-data ten opzichte van 2005-data
Met de Zorgverzekeringswet (Zvw) is in 2006 de basisverzekering inge-voerd, waardoor onder meer het onderscheid ziekenfonds – particulier is vervallen. Dit heeft belangrijke consequenties voor de gegevens waarop de analyses in deze Overall Toets worden uitgevoerd. Voor een goede verge-lijking met de Overall Toets van vorig jaar is het dan ook nuttig rekening te houden met een aantal verschillen tussen de 2005- en 2006-data treffende de inhoud van de databestanden en de daarop uitgevoerde be-werkingen:
1. De verzekerden- en schadedata over 2006 betreffen gegevens van één, uniforme basisverzekering met in principe precies hetzelfde ver-zekeringspakket voor alle verzekeraars en alle verzekerden, terwijl de data over 2005 betrekking hadden op één pakket voor ziekenfondsver-zekerden en een groot aantal verschillende polissen met aanzienlijke dekkingsverschillen voor particulier verzekerden. Het gevolg is dat de kosten nu veel beter vergelijkbaar zijn tussen verzekeraars en verze-kerden.
2. De verzekerden- en schadedata over 2006 zijn afkomstig uit één, uni-form registratiesysteem van Vektis: BASIC. De data over 2005 waren daarentegen gebaseerd op twee geheel verschillende systemen, name-lijk de WOVM-gegevensverzameling voor ziekenfondsverzekerden en het STAT-systeem voor particulier verzekerden.
3. De – altijd lastige – bijtelling van de kosten en inschrijfduur tijdens pe-rioden van vertraagde aanmelding voor ziekenfondsverzekerden is met de komst van de Zvw vervallen. Hiermee is een potentiële bron van onnauwkeurigheden verdwenen.
4. Het aantal huisartsconsulten is met ingang van 2006 voor iedereen be-kend, waardoor de simulatie daarvan op de data van 2005 voor zieken-fondsverzekerden is komen te vervallen, met minder onnauwkeurig-heid als gevolg.
5. Eenzelfde constatering geldt voor de simulatie van de nieuwe huisart-senbekostiging (per 2006) die in de 2005-data nog noodzakelijk was, en die nu uiteraard is vervallen.
6. Door het vervroegd beschikbaar komen van FKG’s op basis van farma-cierecepten van 2006, is het nu mogelijk om de FKG’s van 2006 als proxy te nemen voor degenen voor wie geen FKG op basis van recep-ten 2005 zijn te koppelen. Verwacht mag worden dat dit een betere
benadering is dan de FKG-simulaties die in het verleden zijn toegepast. Dit brengt echter wel een nieuw probleem met zich mee, dat verderop aan de orde komt.
7. In het onderzoek van voorgaande jaren werden verzekerden voor wie geen FKG’s of DKG’s konden worden gekoppeld uit jaar t-1, ingedeeld bij FKG=0 respectievelijk DKG=0. Deze koppelingen kwamen echter tot stand via verzekeraarspecifieke verzekerdennummers zodat switchers automatisch bij FKG=0 en DKG=0 werden ingedeeld. Voor een deel is dat niet terecht geweest. Dit probleem doet zich nu niet meer voor vanwege het unieke, gepseudonimiseerde BSN (Burgerservicenum-mer)4 dat in alle relevante gegevensbestanden aanwezig is, zodat
kop-peling in principe altijd mogelijk is, ook als een verzekerde wisselt van verzekeraar en hij/zij een ander verzekerdennummer krijgt.
8. De aard van het inkomen is met ingang van 2006 voor iedereen geba-seerd op gegevens van het UWV en de Belastingdienst (met peildatum 30 juni 2006), terwijl voor de 2005-data nog sprake was van een mix (met in principe peildatum 31 december 2005). Daarbij werd voor zie-kenfondsverzekerden grotendeels uitgegaan van de rechtsgrond en voor particulieren van UWV- en Belastingdienstgegevens.
9. DKG’s zijn nu gebaseerd op codes van de Diagnose-Behandel-Combinaties (DBC’s) in plaats van de ICD-codes van ziekenhuisopna-men uit de Landelijke Medische Registratie (LMR). In principe kan dit betrouwbaarder zijn, omdat hiermee de complexe koppeling tussen gegevens uit de administraties van verzekeraars en de LMR die in het verleden moest worden toegepast, overbodig is geworden. Een kantte-kening is wel dat een deel van de DBC’s in 2005 nog was gemaskeerd, waardoor het CVZ een kansprocedure heeft moeten toepassen om een benadering te krijgen van de echte DBC’s. (Het CVZ heeft de DKG-gegevens voor de analyses van deze Overall Toets aangeleverd.) 10. De koppeling van inkomensgegevens van de Belastingdienst aan de
beschikbare verzekerden- en schadedata – nodig voor de definitie van het vereveningskenmerk voor sociaal-economische status (SES) – gaf in het verleden grote problemen, omdat gekoppeld moest worden op naam- en adressleutels. Door deze problemen was de SES onbekend voor bijna 800.000 verzekerden bij de schatting van het verevenings-model 2008 (WOR 322b). Door koppeling op basis van het BSN is dit aantal nu aanzienlijk kleiner (tot minder dan 85.000, zo zal verderop blijken).
4 Waar deze rapportage rept over ‘het BSN’ wordt steeds bedoeld: ‘het
gepseu-donimiseerde BSN’. Het leggen van een link daarvan met het werkelijke
A
pe 11 11. Ten slotte zijn in het verleden de kosten van de circa 50% particulierenmet eigen risico’s of eigen bijdragen opgehoogd vanwege de verwachte remgeldeffecten en de mogelijk niet gedeclareerde kosten. Dit is niet meer nodig omdat nog maar 5% van de Zvw-verzekerden heeft geko-zen voor een vrijwillig eigen risico. Bovendien is er nu (veel) minder kans dat verzekerden kosten niet declareren.
Het bovenstaande overziend, mag men verwachten dat de data van 2006 betrouwbaarder en vollediger zijn dan de data van 2005.
2.2 Beschikbare data
In de loop van dit jaar hebben wij bijna 100 databestanden ontvangen van Vektis, het UWV, het CVZ en de Belastingdienst – waar nodig gepseudo-nimiseerd door de ZorgTTP – welke gebruikt zijn voor de opbouw van het analysebestand van deze Overall Toets. Het betreft globaal de volgende data:
1. Verzekerden- en schadegegevens op transactiebasis over 2006 uit BASIC van ca. 15,7 miljoen Zvw-verzekerden, met het BSN als identifi-cerende variabele (zeven of acht kaskwartalen Zvw, door Vektis opge-hoogd voor uitloopschade). De hier gebruikte variabelen uit het BASIC-bestand van 2006 zijn: leeftijd (op 30 juni 2006), geslacht, postcode, inschrijfduur, en schades op transactiebasis (onderscheiden naar negen zorgvormen).
2. Een databestand met de BSN’s van ongeveer 144.000 volmacht-verzekerden waarvoor het BASIC-bestand van 2006 praktisch geen schades bleek te bevatten (gemiddelde ziektekosten minder dan 2 euro per verzekerde). Deze verzekerden zijn bij de analyses in de onderha-vige rapportage buiten beschouwing gelaten.
3. Een databestand met een opsplitsing van de kosten van ziekenhuiszorg in een vast en variabel deel en in kosten van B-DBC’s voor de ca. 8,1 miljoen Zvw-verzekerden die in een ziekenhuis zijn behandeld in 2006, met het BSN als identificatie variabele. Dit bestand heeft Vektis gecre-eerd uit IZiZ, het registratiesysteem met informatie over alle behande-lingen in Nederlandse ziekenhuizen. Bij de indeling naar vast – variabel – B-DBC’s heeft Vektis er naar gestreefd het structurele kostenpatroon in 2009 in beeld te brengen (zie WOR 388 voor een toelichting), onder meer rekening houdend met uitloopschades en de ‘overdekking’ van de financiering van ziekenhuizen.
4. Een sleutelbestand met daarin per Zvw-verzekerde het BSN, de verze-keraar waarbij men was ingeschreven in 2005 en het toenmalige
ver-zekerdenidentificatienummer. Hiermee is in principe een link te leggen tussen BASIC 2006 – met het BSN als identificerende variabele – en FKG’s en andersoortige informatie over 2005 – met verzekeraar- en verzekerdennummer als identificatie. In dit sleutelbestand ontbreken drie verzekeraars.
5. FKG’s op basis van farmacierecepten in 2005 voor alle ex-ziekenfonds-verzekerden en voor ongeveer tweederde van de ex-particulier verze-kerden, met verzekeraar- en verzekerdennummer als identificatie. 6. FKG’s op basis van farmacierecepten in 2006 voor (vrijwel) alle
Zvw-verzekerden, met het BSN als identificerende variabele. Zoals verderop wordt besproken, dienen deze FKG’s als aanvulling voor degenen voor wie geen FKG’s uit 2005 zijn te koppelen. In dit bestand ontbreekt één kleine verzekeraar. In juli 2008 heeft Vektis van zes verzekeraars nog nieuwe, meer recente FKG-gegevens over 2006 gestuurd; deze zijn verwerkt in de analyses voor de onderhavige rapportage.
7. DKG’s op basis van DBC’s in 2005, welke zijn gebruikt door het CVZ voor de verzekerdenraming van 2008, met het BSN als identificerende variabele. In dit bestand ontbreken vijf verzekeraars.
8. Informatie uit IZiZ met betrekking tot DBC’s voor dialyse in 2005 in Zelfstandige BehandelCentra (ZBC’s), met verzekeraar- en verzeker-dennummer als identificatie. Dit bestand is een aanvulling op de DKG-gegevens van (7), zoals het CVZ die heeft aangeleverd omdat daarin enkele ZBC’s ontbreken.
9. Informatie over arbeidsongeschiktheid (AO), bijstand en loondienst van het UWV in 2006 en 2007 (peildatum 30 juni), aangeleverd via het CVZ, met het BSN als identificatie.
10. Informatie over zelfstandigen in 2006 van de Belastingdienst, aangele-verd via het CVZ, met het BSN als identificatie.
11. Inkomensgegevens over 2005 en 2006 van de Belastingdienst, met het BSN als identificatie.
Daarnaast zijn de volgende databestanden gebruikt in deze Overall Toets: 12. Een databestand met de kosten in 2006 voor de geneeskundige GGZ
van bijna 800.000 verzekerden, verzameld in het kader van het GGZ-onderzoek uitgevoerd door APE (WOR 377) en met het BSN als identifi-catievariabele. Deze informatie is hier nodig in verband met het nor-matieve model voor de eigen betalingen ten gevolge van het verplicht eigen risico, waar de geneeskundige GGZ ook onder valt.
13. De lijst met postcodes en regioclusters voor het vereveningsmodel 2009, samengesteld door APE (WOR 389a, Deel II).
A
pe 13 2.3 SelectiesIn de loop van 2008 hebben wij vanuit BASIC afzonderlijke databestanden met verzekerden- en schadegegevens ontvangen voor 30 verzekeraars, die 29 risicodragers vertegenwoordigden in 2006 (van de in totaal 32 in dat jaar actieve risicodragers). De ontbrekende drie risicodragers met naar schatting 800.000 verzekerden hebben geen data over 2006 aangeleverd voor BASIC. Het volledige BASIC-bestand omvat daarmee circa 15,7 mil-joen records, goed voor 15,3 milmil-joen verzekerdenjaren.5 Dit betekent een
flinke verbetering ten opzichte van 2005, waarvoor circa 15,3 miljoen re-cords met 14,3 miljoen verzekerdenjaren beschikbaar waren.
Om diverse redenen vallen echter nog ongeveer 550.000 records af die niet geschikt zijn voor de analyses in dit onderzoek. Het gaat hierbij om: 1. records die Vektis heeft afgekeurd (vanwege extreem hoge kosten,
ex-treem negatieve kosten of problemen met de verzekerdenkenmerken; dit betreft circa 18.000 records);
2. records met onmogelijke postcodes, dat wil zeggen, niet liggend in het interval van 1000 tot en met 9999 (dan is de regioclustering niet te koppelen) en records van verzekerden met een buitenlandse nationali-teit (dit is tevens de belangrijkste reden voor een onmogelijke postco-de; totaal ongeveer 127.000 records);
3. records met een onbekend BSN dan wel een BSN dat de ZorgTTP niet kon pseudonimiseren (circa 17.000);
4. circa 12.000 records van verzekerden bij één verzekeraar die kennelijk per 1-1-2006 zijn overgestapt naar andere verzekeraars, maar gedu-rende het eerste kwartaal van 2006 nog niet uit de administratie van de oorspronkelijke verzekeraar waren verwijderd;
5. ongeveer 168.000 records van twee verzekeraars waarvoor geen DKG-informatie over 2005 beschikbaar is;
6. bijna 85.000 records van verzekerden waarvoor geen informatie over het SES-vereveningskenmerk kon worden gekoppeld;
7. rond de 144.000 records van volmacht-verzekerden van één verzeke-raar van wie praktisch geen schades in het BASIC-bestand van 2006 bleken te zitten;
8. ten slotte: bijna 1.000 records van kinderen jonger dan 15 jaar woon-achtig op een adres met maar één bewoner, vrijwel allemaal met in-komen = 0 (dit is zeer onwaarschijnlijk).
5 Verzekerdenjaren = het aantal verzekerden (dat ten minste één dag van het betreffende kalenderjaar staat ingeschreven bij een verzekeraar) gewogen met de inschrijfduur in dagen (dus maximaal 365 dagen in 2006).
In totaal kunnen dus ongeveer 550.000 records niet in de analyses worden betrokken. Er blijven dan 15,1 miljoen records over, die 14,9 miljoen ver-zekerdenjaren vertegenwoordigen. Dit betekent een dekkingspercentage van 91,5% (bij de schatting van de normbedragen 2008 was dat 88,0%). Een belangrijk voordeel van het gebruik van het BSN is dat het in principe unieke identificatie mogelijk maakt. Ongeveer 96.000 BSN’s blijken echter twee of zelfs meer keren in het BASIC-bestand van 2006 voor te komen. Dit betreft zeer waarschijnlijk verzekerden die in de loop van het jaar van verzekeraar wisselen (circa 80.000) of verzekerden die wel bij dezelfde verzekeraar blijven maar van wie het (administratieve) verzekerdennum-mer – dat de verzekeraars nog steeds hanteren – om wat voor reden dan ook wordt omgezet (circa 16.000). Voor 90% van de eerste groep bleek de som van de inschrijfduren bij de verschillende verzekeraars rond de 365 dagen te liggen, zodat administratief gezien kennelijk correct is gehandeld. Datzelfde gold voor de tweede groep, doch vanwege mogelijke koppe-lingsproblemen (one-to-many, many-to-one en many-to-many koppelin-gen die kunnen leiden tot schijnbaar onverklaarbare toename van het aan-tal records in de analysedata) zijn de betreffende records samengenomen, en de kosten per deelprestatie bij elkaar opgeteld. Dit reduceert het aantal records verder met ongeveer 8.000.
A
pe 153 B
EWERKING VAN DE KOSTEN3.1 Bewerkingen van BASIC 2006
Het risicovereveningsmodel van 2009 maakt onderscheid tussen de kosten van ‘overige prestaties’, ‘ziekenhuiszorg-variabel’, ‘ziekenhuiszorg-vast’, en ‘B-DBC’s’. Voor de onderhavige berekeningen zijn de overige prestaties verder opgesplitst in acht deelprestaties (of wel: zorgvormen):
1. ziekenvervoer (in BASIC 2006 opgesplitst in liggend- en zittend zieken-vervoer);
2. huisartsenzorg (in BASIC 2006: inschrijftarief, consulten en overig); 3. paramedische zorg (in BASIC: fysiotherapie en overig paramedisch); 4. farmacie;
5. verloskunde; 6. kraamzorg; 7. hulpmiddelen; 8. tandartsenzorg.
Daarnaast zijn er in het BASIC-bestand 2006 nog twee schadevariabelen aanwezig: ‘overige kosten’ en ‘kosten buitenland’.
Mede naar aanleiding van diverse controles en in overleg met Vektis, heb-ben wij de volgende bijstellingen uitgevoerd op het BASIC-bestand 2006: • Voor één, grotere verzekeraar zijn de kosten van alle deelprestaties
met 3,7% opgehoogd omdat bij de ophoging naar de fictieve staten was uitgegaan van het verkeerde aantal verzekerden.
• Bij één, grote verzekeraar zijn de kosten van hulpmiddelen opgehoogd met 22,9% en de kosten van farmacie met 0,4%. De aanleiding hier-voor was dat de betreffende kosten door deze verzekeraar als een ma-croboeking op een ‘spook’ record waren geboekt. Het betreffende re-cord blijft in dit onderzoek verder buiten beschouwing.
• Door het weglaten van circa 144.000 (volmacht-)verzekerden van één verzekeraar bleken de ziekenhuiskosten van de overige verzekerden bij deze verzekeraar te hoog uit te komen (deze kosten waren door Vektis namelijk opgehoogd naar de fictieve staten, die betrekking hadden op de gehele portefeuille). Op basis van nadere informatie van Vektis hebben wij hun ziekenhuiskosten daarom met een factor 0,933 bijge-steld.
• De macrokosten van 21,5 miljoen euro voor Eerstelijnsondersteuning (CVZ-rubriek 16, code 730), die Vektis in een apart spreadsheet heeft aangeleverd, zijn per verzekeraar hoofdelijk omgeslagen en aan het BASIC-bestand toegevoegd. Van de 15,3 miljoen euro aan
macrokos-ten voor de post ‘overige kosmacrokos-ten’ (CVZ-rubriek 13, code 700) heeft Vektis bij de splitsing vast-variabel 60% naar rato verdeeld over de ziekenhuiskosten, terwijl wij de resterende 40% naar rato hebben ver-deeld over de overige prestaties.
• Voor de schadevariabele ‘kosten buitenland’, met een gemiddelde van 12 euro per verzekerdenjaar, zijn wij er vanuit gegaan dat het voor het overgrote deel ziekenhuiskosten betreft. Wij hebben deze variabele daarom verdeeld over vaste-, variabele- en B-DBC-kosten in de (ma-cro-) verhouding 25 : 59 : 16.
• Een andere variabele in BASIC 2006 betreft ‘overige kosten’ (gemid-deld 2 euro per verzekerdenjaar). Overeenkomstig de procedure bij flexizorg in het verleden (WOR 322b) is deze variabele naar rato ver-deeld over alle deelprestaties die vallen onder de overige prestaties, met uitzondering van kraamzorg en verloskunde.
• Ten slotte komt bij één, kleinere verzekeraar een inschrijfduur van 360 dagen onwaarschijnlijk vaak voor. In de betreffende records hebben wij deze variabele daarom op 365 dagen gezet.
3.2 Overige bewerkingen van de kosten
Op het bovenbeschreven databestand dienen nog enkele bewerkingen te worden uitgevoerd voordat het risicovereveningsmodel 2009 kan worden doorgerekend:
• Het pakket van de basisverzekering omvatte in 2006 nog niet de anti-conceptiepil voor vrouwen van 21 jaar of ouder. De kosten hiervan zijn benaderd via een vast bedrag van 45 euro dat is opgeteld bij de far-maciekosten van de relevante groep verzekerden (gecorrigeerd voor inschrijfduur). Daarbij is rekening gehouden met de kans op pilgebruik. CBS-cijfers wijzen uit dat 67,1% van de vrouwen in de leeftijd van 20 tot 30 jaar de pil gebruikte in 2003 (vlak vóór dat deze werd geschrapt uit het ziekenfondspakket). Voor de groepen van 30 tot 40 en 40 tot 50 jaar is dit cijfer 37,1% respectievelijk 21,5%. Met deze percentages hebben wij aselecte trekkingen uitgevoerd, waarna de kosten van de daarmee ‘aangewezen’ pilgebruiksters met 45 euro zijn verhoogd.6
• Ook de uitgebreide jeugdtandzorg (18 tot 22 jaar) viel in 2006 nog niet onder de basisverzekering. De kosten van tandheelkunde zijn daarom
6 Een bedrag van 45 euro bleek in BASIC 2006 de meest voorkomende waarde te zijn in een frequentieverdeling van farmaciekosten van vrouwen tussen 18 en 20 jaar die niet bij een FKG waren ingedeeld én het gehele jaar ingeschre-ven stonden (bij dezelfde verzekeraar).
A
pe 17 voor de verzekerden in de betreffende groep met een vast bedrag van 98 euro opgehoogd (gecorrigeerd voor inschrijfduur).7• De kosten voor de geneeskundige GGZ in 2006 (zie WOR 377) zijn met behulp van het BSN gekoppeld aan BASIC 2006.
• Conform de procedure van eerdere jaren, zijn de ziekenhuiskosten op 0 gezet van verzekerden met negatieve kosten voor deze zorgvorm (tenzij deze kosten lager zijn dan -50 euro, in welk geval het betref-fende record onder het Vektis-criterium voor extreme kosten valt, en dus niet in de analyses wordt betrokken).
3.3 Kosten van ziekenhuiszorg
Bij ziekenhuiszorg (inclusief specialist) is het van belang dat de kosten hiervan met ingang van 2009 in drieën zijn gesplitst: een vast deel, een variabel deel en de kosten van B-DBC’s. Deze laatste component heeft – binnen het vereveningsmodel van 2009 – betrekking op de in 2008 onder-scheiden B-DBC’s: de kosten die samenhangen met de ‘technische uitbrei-ding’ van het B-segment per 2009 alsmede de kosten van de ‘beleidsmati-ge uitbreiding’ per 2009, vallen vooralsnog onder het variabele deel van de ziekenhuiszorg (zie WOR 388 voor een beschrijving). De technische uit-breiding gaat over de zogenaamde ‘reparaties op vergelijkbare zorg’; de beleidsmatige uitbreiding betreft DBC’s voor oorheelkunde, dermatologie en ischemische- en aanverwante aandoeningen (zie WOR 373). De reden om beide uitbreidingen vooralsnog onder te brengen bij ziekenhuiszorg-variabel is, dat de NZa voor deze DBC’s nog geen schoningsprijzen heeft bepaald.
In juli 2008 heeft Vektis de splitsing van ziekenhuiskosten in twee varian-ten aangeleverd: volgens een Basisvariant, zonder de beleidsmatige uit-breiding, en een Beleidsvariant, met de betreffende uitbreiding.8 Omdat de
kosten van deze uitbreiding vooralsnog bij het variabele deel van de zie-kenhuiszorg neer moeten slaan, zou de omvang van de kosten voor B-DBC’s in beide varianten gelijk moeten zijn. Dit blijkt echter niet het geval: deze kosten zijn in de Beleidsvariant ongeveer 20 miljoen euro lager. Op basis van nadere informatie van Vektis zijn we hier daarom uitgegaan van de kosten voor B-DBC’s volgens de Basisvariant en hebben we de
7 In BASIC 2006 liggen de gemiddelde kosten voor tandheelkunde onder 15-, 16-, 17- en 18-jarigen die heel 2006 waren ingeschreven (bij dezelfde verzeke-raar) rond de 98 euro, zonder duidelijke – op- of neerwaartse – trend.
8 Merk op: de eerdere splitsing van ziekenhuiskosten, gebruikt in het Herijkings-onderzoek (WOR 368), kende nog diverse onvolkomenheden. In de nieuw aan-geleverde databestanden zijn die verholpen (zie ook WOR 389a, Deel I).
noemde 20 miljoen via een vermenigvuldigingsfactor versleuteld in de vas-te en variabele kosvas-ten (zie ook WOR 388, voetnovas-ten 11 en12).
A
pe 194 B
EWERKING VEREVENINGSCRITERIA4.1 Leeftijd/geslacht
Vanaf het begin van het normuitkeringenmodel voor de ZFW zijn leef-tijd/geslacht op dezelfde manier gedefinieerd: 19 x 2 vijfjaarsgroepen, met leeftijd bepaald op 31 december van het datajaar (en een open leeftijds-klasse vanaf 90 jaar). Om verschillende redenen vinden daarin per 2009 twee kleine wijzigingen plaats:
• Zoals besproken in WOR-verband bepalen we de leeftijd nu per 30 juni (WOR 348). De leeftijd van kinderen die in de 2e helft van 2006 gebo-ren zijn, wordt in de nieuwe systematiek op 0 gezet. Dit zorgt ervoor dat de gesommeerde inschrijfduur van de 0-jarigen (landelijk) op on-geveer 180.000 uitkomt, (nagenoeg) gelijk aan het aantal kinderen dat jaarlijks in Nederland ter wereld komt. Daarmee wordt beter aangeslo-ten bij de CBS-bevolkingscijfers, de verzekerdenraming van het CVZ en de uitvoeringspraktijk van het CVZ.
• De leeftijdsgrens binnen de groep van 15 tot en met 24 jaar wordt ver-schoven van 20 naar 18 jaar. Hierdoor wijzigen de groepen in deze leeftijdsrange van 15–19 jaar en 20–24 jaar in: 15–17 en 18–24 jaar. Dit geeft een betere aansluiting op de verzekerdenraming van het CVZ, waarin de leeftijdsgrens van 17-naar-18 jaar een belangrijke rol speelt vanwege de premie-equivalenten (tot 18 jaar is geen nominale premie verschuldigd en daarna wel).
Deze wijzigingen zullen naar verwachting geen materiële invloed hebben op de essentiële uitkomsten.
4.2 FKG’s
Met ingang van 2007 spelen in het risicovereveningsmodel 20 FKG’s een rol, afgeleid uit specifieke soorten medicijnen die verzekerden in het voor-afgaande jaar voor ten minste 181 dagen hebben voorgeschreven gekre-gen. De FKG’s vormen een indicator voor de aanwezigheid van chronische aandoeningen. Per 2007 tellen alle FKG’s mee waarbij een verzekerde is ingedeeld. Maximaal dus 20 FKG’s; het feitelijke maximum bedraagt 7. Dit komt slechts enkele keren voor. De FKG-systematiek beperkt zich dus niet meer tot de belangrijkste c.q. duurste FKG per verzekerde, zoals tot en
met 2006 het geval was. Overigens ligt het maximum aantal FKG’s waarbij een verzekerde in theorie kan zijn ingedeeld, feitelijk op 18 omdat de drie FKG’s voor diabetes uiteraard niet tegelijk kunnen voorkomen: als men al is ingedeeld bij diabetes I dan vervalt een eventuele (zeldzame) indeling bij diabetes IIa en bij IIb; is men bij diabetes IIa ingedeeld dan niet bij diabetes IIb. Verder geldt voor verzekerden die bij diabetes IIa zijn inge-deeld dat de indeling bij hoog cholesterol vervalt.
Schematisch komt de FKG-indeling bij diabetes als volgt tot stand:
1. deel een persoon in bij diabetes I (>180 DDD’s voorgeschreven insuli-ne) dan wel bij diabetes II (>180 DDD’s orale diabetesmiddelen); 2. als ingedeeld bij diabetes I dan vervalt een eventuele indeling bij II; 3. als ingedeeld bij diabetes II én ingedeeld bij FKG4 voor hoog
choleste-rol én men gebruikt meer dan 180 DDD’s hypertensiemiddelen, dan in-delen bij diabetes IIa en indeling bij FKG4 vervalt;
4. als ingedeeld bij diabetes II maar niet bij IIa, dan indelen bij IIb. Merk op dat diabetes IIb wél samen kan voorkomen met hoog cholesterol (FKG4): in dat geval is kennelijk niet voldaan aan de voorwaarde van meer dan 180 DDD’s voor hypertensiemiddelen (wat een indeling bij dia-betes IIa tot gevolg zou hebben). Ook diadia-betes I kan met hoog cholesterol voorkomen.
FKG’s gebaseerd op farmacierecepten van 2005 uit FIS (het Farmacie In-formatie Systeem van Vektis) zijn voor alle 10,8 miljoen (ex-)ziekenfonds-verzekerden in 2005 beschikbaar (dat is – uiteraard – inclusief FKG0). Voor (ex-)particulier verzekerden bedraagt dit aantal 4,5 miljoen, waarvan een deel is gesimuleerd. Van de 4,5 miljoen particulier verzekerden in STAT 2005 bleken er 1,8 miljoen in FIS voor te komen. Onder de veron-derstelling dat als iemand in FIS voorkomt, dan zullen ook wel al zijn far-macierecepten in FIS zitten, heeft Vektis voor deze 1,8 miljoen de FKG be-paald, inclusief FKG0 (WBR 042).9 Voor de rest hebben wij een simulatie
uitgevoerd. Dit komt erop neer dat voor degenen (2,2 miljoen) zonder of met lage farmaciekosten (< 25 euro) in 2005, is verondersteld dat men niet in een FKG thuishoort. Voor degenen met hogere farmaciekosten (0,6 miljoen) zijn kansen berekend op indeling bij de 20 FKG’s via logistische modellen, welke zijn geschat op de 1,8 miljoen verzekerden waarvoor de FKG bekend was (inclusief FKG0). De berekende kansen zijn vervolgens
9 Merk op dat Vektis voorgaande jaren nog ophogingen van geleverde hoeveel-heden in FIS heeft uitgevoerd wanneer de feitelijke farmaciekosten in STAT voor individuele verzekerden hoger lagen dan in FIS; dat is nu achterwege ge-laten (WBR042).
A
pe 21 via selecte trekkingen omgezet in gesimuleerde FKG’s. De bovenste helft van Tabel 4.1 geeft hiervan een overzicht. Daaruit valt op te maken dat voor 15,3 miljoen verzekerden in 2005 een indeling in FKG’s beschikbaar is.Vervolgens moet met het eerder genoemde sleutelbestand het BSN ge-koppeld worden (zie paragraaf 2.2). Dit is gelukt voor 14,2 van de 15,3 miljoen verzekerden. Omdat bij meerdere verzekerdennummers hetzelfde BSN kan voorkomen – als een verzekerde in 2005 bijvoorbeeld bij meer verzekeraars was ingeschreven – dient eerst geaggregeerd te worden naar BSN, wat uiteindelijk 13,7 miljoen unieke personen oplevert. Bij koppeling met het volledige BASIC-bestand van 2006 vallen er ten slotte 0,5 miljoen af (waarschijnlijk van de verzekeraars die niet in BASIC 2006 zitten), zo-dat bij ongeveer 85% een FKG is gevonden (85% = 1 – 2,3 miljoen / 15,5 miljoen). Voor de 15% nog zonder FKG vallen we – als proxy – terug op de FKG-informatie op basis van recepten van 2006.
Tabel 4.1 Herkomst FKG’s voor schatting risicovereveningsmodel 2009 op
BASIC 2006a
Herkomst FKG’s Verzekerden waarvoor FKG
be-kend (in miljoenen)
Ex-ziekenfonds 2005 Uit FIS2005 10,8
Ex-particulier 2005 Uit FIS2005 1,8
Farmaciekosten < 25 euro: FKG=0 2,2 Farmaciekosten >= 25 euro: gesimuleerd 0,6 Totaal 15,3 BSN koppelbaar 14,2 Na aggregatie naar BSN 13,7
Na koppeling met BASIC 13,2
FKG nog onbekend Uit FIS 2006 2,3
Totaal (BASIC) 15,5
a Bij het maken van deze tabel waren selecties (5) tot en met (8) genoemd in paragraaf 2.3, nog niet toegepast, zodat het aantal op 15,5 miljoen uitkomt [in plaats van de 15,1 miljoen records (= 14,9 miljoen verzekerdenjaren) die verder in de analyses meelopen].
Bij het gebruik van FKG’s over 2006 als proxy voor FKG’s over 2005 doet zich het volgende probleem voor: stel dat we 100 van de 1.000 personen op grond van recepten in 2005 bij een FKG indelen, dan zullen er daarvan naar verwachting circa 5% overleden zijn in 2006, zodat er dus 95 over-blijven. Door de ‘natuurlijke’ trend in FKG’s zullen we daarnaast op grond van recepten in 2006 geen 100 maar circa 104 personen per 1.000 in een
FKG indelen. Gebruiken we dus FKG’s over 2006 als proxy voor de FKG’s over 2005, dan geeft dat een overschatting van het aantal FKG’ers met ongeveer 9,5% (= 100% x 104 / 95).
De oplossing die we voor de Overall Toets 2009 en de schatting van de normbedragen 2009 hebben geïmplementeerd, berust op een vergelijking van twee sets van FKG-prevalenties voor de 13,2 miljoen records waar-voor wél een koppeling met de 2005-data mogelijk was: de ene set van prevalentiecijfers betreft FKG’s gebaseerd op recepten van 2005 en de an-dere set FKG’s op die van 2006. Op grond van de boven aangegeven re-denering mag men verwachten dat de FKG-prevalenties van 2005 lager zijn dan die van 2006. De verhouding tussen beide geeft de overschatting aan bij gebruik van FKG’s over 2006 in plaats van – de correcte – over 2005 (zie tabel 4.2).
Tabel 4.2 FKG-prevalenties per 1.000 verzekerdenjaren voor 13,2 miljoen
verzekerden van wie FKG’s over 2005 zowel als over 2006 be-kend zijn (13,1 miljoen verzekerdenjaren)a
FKG Omschrijving 2005 2006 Verhouding
1 Glaucoom 7,9 8,3 0,954
2 Schildklieraandoeningen 13,3 14,0 0,950
3 Psychische aandoeningen 34,2 36,0 0,948
4 Hoog cholesterol 52,9 62,1 0,853
5 Diabetes type IIb 12,8 12,3 1,041
6 Cara 32,5 33,6 0,967
7 Diabetes type IIa 5,6 7,3 0,776
8 Epilepsie 4,6 4,8 0,973
9 Z. v. Crohn / Colitus Ulcerosa 1,8 1,9 0,959
10 Hartaandoeningen 25,8 27,3 0,947
11 Reuma 2,7 3,0 0,886
12 Ziekte van Parkinson 1,2 1,2 0,941
13 Diabetes type I 11,7 12,6 0,934
14 Transplantaties 1,1 1,2 0,886
15 Cystic F. / Pancreas aandoen. 0,3 0,3 1,005 16 Hersenen- /ruggenmerg aand. 0,6 0,6 0,917
17 Kanker 0,4 0,6 0,677
18 HIV / AIDS 0,5 0,5 0,919
19 Nieraandoeningen 0,6 0,9 0,680
20 Groeihormonen 0,1 0,1 0,932
Totaal Gesommeerd 210,7 228,7 0,921
a De cijfers in deze tabel liggen hoger dan die in de vergelijkbare tabel 3 van het Herij-kingsonderzoek (WOR 368) omdat we hier alleen kijken naar de 13,2 miljoen verzekerden die vanuit de 2006-data traceerbaar zijn in 2005, en dat betreft voornamelijk zieken-fondsverzekerden, die meer FKG’s hebben dan particulieren vanwege hun hogere leeftijd en slechtere gezondheid.
A
pe 23 De verhoudingscijfers in de laatste kolom van tabel 4.2 zijn inderdaad zo-als verwacht (vrijwel) steeds kleiner dan 1, op twee uitzonderingen na. Het verhoudingscijfer groter dan 1 voor FKG5 (diabetes type IIa) is te ver-klaren door de gelijktijdige, sterke, toename van diabetes type IIa (FKG7): kennelijk krijgen steeds meer van deze diabetespatiënten cholesterol- en bloeddrukverlagers voorgeschreven, precies zoals het protocol voorschrijft. Ook bij FKG15 ligt het verhoudingscijfer (net) boven de 1; een mogelijke oorzaak is een wijziging van de ATC-codes en/of DDD’s van de medicijnen die als indicator dienen voor deze FKG.Samengenomen stijgt het aantal FKG’s van 210,7 per 1.000 verzekerden-jaren in 2005 naar 228,7 in 2006. Wanneer we in het vereveningsmodel met kostendata van 2006 dus zouden uitgaan van de 2006-FKG’s, dan zou dat een overschatting van de feitelijke FKG-prevalentie met 8,5% beteke-nen, dicht bij de 9,5% van de globale berekening aan het begin van deze paragraaf.
Voor de 2,3 miljoen verzekerden waarvoor we genoodzaakt zijn 2006-FKG’s te gebruiken, worden nu 2006-FKG’s aselect verwijderd, met kansen gelijk aan 1 minus het verhoudingscijfer uit de laatste kolom van tabel 4.2. Voor iemand ingedeeld bij FKG1 (glaucoom) op basis van recepten in 2006, be-tekent dit bijvoorbeeld dat deze indeling ongedaan wordt gemaakt met een kans van 0,046 (= 1 – 0,954); analoog voor de andere FKG’s. (De in-delingen bij FKG’s 5 en 15 blijven ongewijzigd.) Op deze manier worden de FKG’s gebaseerd op farmacierecepten van 2006 goed vergelijkbaar met die gebaseerd op recepten van 2005.
4.3 DKG’s
De DKG’s zijn door het CVZ bepaald op basis van DBC-informatie over 2005, welke rechtstreeks is aangeleverd door de individuele verzekeraars. Vijf daarvan – met in totaal 590.000 verzekerden – waren niet in staat de gevraagde informatie ter beschikking te stellen:
1. Twee daarvan zijn in 2006 als zelfstandige risicodragers blijven be-staan. Deze verzekeraars zijn in paragraaf 2.3 bij de selecties al ge-noemd en lopen dus niet mee bij de schatting van het risicovereve-ningsmodel 2009. Er bestaat namelijk zelfs geen reële mogelijkheid om DKG’s te simuleren omdat van beide verzekeraars evenmin verzeker-den- en schadegegevens over 2005 beschikbaar zijn.
2. Een derde verzekeraar blijft buiten beschouwing, omdat deze geen (adequate) informatie voor BASIC 2006 heeft aangeleverd.
3. De twee laatste verzekeraars zijn opgegaan in twee (veel) grotere ver-zekeraars, waarvoor dus de DKG-prevalentie beperkt zal worden on-derschat. Ook hier geldt dat er geen reële mogelijkheid is om te simu-leren, omdat van beide verzekeraars geen WOR-data over 2005 be-schikbaar zijn.
Merk op dat het ontbreken van DKG’s niet alleen gevolgen heeft voor de twee verzekeraars genoemd onder (3) zelf, maar ook voor andere verze-keraars voor zover er bij hen op 1 januari 2006 verzekerden zijn inge-stroomd afkomstig van de vijf verzekeraars genoemd bij (1) tot en met (3). Voor deze verzekerden geldt de facto DKG=0. Het is niet mogelijk dit probleem te ondervangen. Het gaat echter om een gering aantal verzeker-den: naar schatting 20% van de 590.000, of wel ongeveer 120.000 op een totaal van ruim 16 miljoen. Gaan we er bovendien vanuit dat deze perso-nen min of meer verspreid over de andere verzekeraars terecht zijn geko-men, dan zal dit geen grote gevolgen hebben. Bovendien blijken switchers over het algemeen een goede gezondheid te hebben dus DKG’ers zullen in deze groepen sterk ondervertegenwoordigd zijn.
Bij de opstelling van de verzekerdenraming 2008 in de zomer van 2007 is gebleken dat DBC’s van de dialysepatiënten van enkele ZBC’s ontbraken. Het CVZ heeft deze in de verzekerdenraming 2008 bijgeplust via verzeke-raarspecifieke ophoogfactoren. Voor het onderhavige onderzoek heeft Vek-tis ons het verzekeraar- en verzekerdennummer aangeleverd van de bijna 600 patiënten in kwestie. Na koppeling blijkt de helft hiervan al met DKG13 in de door het CVZ aangeleverde gegevens te zitten. De andere helft is in het analysebestand alsnog bij DKG13 ingedeeld. Dit betreft pre-cies het aantal dat vorig jaar is bijgeplust in de verzekerdenraming.
4.4 Aard van het inkomen
De gegevens over de aard van het inkomen waren voorheen deels geba-seerd op rechtsgrond – voor ziekenfondsverzekerden – en deels op gege-vens van het UWV (AO, WW etc., en loondienst) en de Belastingdienst (zelfstandigen) – voor particulieren. Met het vervallen van de rechtsgrond berust dit vereveningskenmerk met ingang van 2006 voor iedereen op ge-gevens van het UWV en de Belastingdienst.
In de analyses van het Herijkingsonderzoek (WOR 368) zijn diverse pro-blemen aan het licht gekomen bij de begin dit jaar aangeleverde UWV-ge-gevens over 2006:
A
pe 25 1. De einddatum van een uitkeringsperiode was vaak niet vermeld,waar-door niet was vast te stellen of een uitkering begonnen vóór 30 juni 2006 al dan niet doorliep na die datum. Dit leidde in eerste instantie tot ongeveer tweemaal zoveel WW’ers als het CBS meldt voor juni 2006. Maar ook de aantallen arbeidsongeschikten en bijstandsgerech-tigden kwamen te hoog uit.
2. Voor een aantal gemeenten – waaronder één van de vier grootste ste-den (G4) – kwam het aantal bijstandsgerechtigste-den vrijwel op 0 uit, een volstrekt irreële uitkomst.
Het eerstgenoemde probleem is in het Herijkingsonderzoek op een prag-matische manier opgelost door een geschikte einddatum van de uitke-ringsperiode te simuleren – via een benadering van de bestaande regels omtrent de uitkeringsduur – maar het tweede probleem kwam te laat bo-ven water om iets mee te kunnen doen.
Eind juni heeft het UWV nieuwe gegevens gestuurd, over zowel 2006 als 2007, waarin per record met een dummy is aangegeven of de betreffende uitkering feitelijk tot een uitbetaling (groter dan 0) heeft geleid. Het aantal arbeidsongeschikten en WW’ers komt op basis van deze nieuwe data vrij-wel precies overeen met de CBS-cijfers voor juni 2006. Het aantal bij-standsgerechtigden is nog steeds enigszins te hoog. Op basis van de nieu-we UWV-gegevens hebben nieu-we verder de aantallen bijstandsgerechtigden per gemeente voor 2006 en 2007 vergeleken met die welke in de WOVM-gegevens 2005 voorkwamen (ter herinnering: 2005 was het laatste jaar van de Ziekenfondswet en ‘bijstand’ was één van rechtsgronden voor ver-plicht ziekenfondslidmaatschap, welke informatie als zodanig in de WOVM-gegevens van 2005 beschikbaar was). Daaruit komt naar voren dat: 1. twaalf gemeenten met elk in 2007 ten minste 50
bijstandsgerechtig-den, in 2006 praktisch geen bijstandsgerechtigden zouden hebben ge-had (met hieronder weer dezelfde grote stad als bovenbedoeld);
2. één (kleinere) gemeente met ten minste 50 bijstandsgerechtigden in 2005, in de twee volgende jaren vrijwel niemand in deze categorie zou hebben gehad.
Voor de analyses in de voorliggende rapportage zijn beide problemen op-gelost door hetzij de benodigde informatie uit 2007 te gebruiken, hetzij die uit 2005. Ten opzichte van de UWV-gegevens van 2006 sec stijgt het aan-tal bijstandsgerechtigden daardoor met ruim 20.000.
Na samenvoeging met de informatie van de Belastingdienst over de ruim 1 miljoen zelfstandigen op 30 juni 2006 en na bepaling van de belangrijkste
bron van het inkomen (AVI) voor personen die bij meerdere categorieën zijn ingedeeld, resulteren dan 860.000 arbeidsongeschikten, 390.000 bij-standsgerechtigden en 660.000 zelfstandigen. Alleen het aantal bijstands-gerechtigden ligt daarmee circa 40.000 te hoog in vergelijking met CBS-cijfers van juni 2006. Bij afwezigheid van voor de hand liggende oplossin-gen, is er voor gekozen om dit niet te corrigeren. Voorafgaande aan de schatting van het risicovereveningsmodel 2009 zal het analysebestand namelijk nog worden herwogen naar de verzekerdenraming van het CVZ voor 2009 (zie volgende hoofdstuk); ervan uitgaande dat die is gebaseerd op het correcte aantal bijstandsgerechtigden, lost het probleem zich dan vanzelf op.
Evenals voorgaande jaren onderscheidt het risicovereveningsmodel voor 2009 risicogroepen op basis van de aard van het inkomen en leeftijd. Per 2009 valt echter de categorie van WW’ers etc. af. Een inhoudelijke reden om deze categorie weg te laten uit het AVI-criterium is de – inherent – grote fluctuatie in deze groep door de omvangrijke jaarlijkse in- en uit-stroom bij de WW. Zo’n grote fluctuatie strookt niet met het streven om in het risicovereveningsmodel vooral rekening te houden met chronische as-pecten van gezondheid. Een praktische reden om WW’ers etc. als aparte risicogroep te schrappen, is het jaarlijks terugkerende probleem dat de omvang van deze AVI-categorie in het onderzoeksbestand van de WOR beduidend lager ligt dan in de CVZ-verzekerdenraming (in de Overall Toets 2008: ongeveer 40% lager). WOR 365 heeft daarom onderzocht wat de gevolgen zouden zijn van het weglaten van deze categorie. Die bleken dusdanig gering, dat de WOR-vergadering heeft geadviseerd om WW’ers etc. te schrappen als risicogroep in het vereveningsmodel (WOR 371). Binnen de leeftijdsgroep van 15 tot en met 64 jaar worden daarom nu nog vier groepen onderscheiden: AO, bijstand, zelfstandig, en overigen, dat wil zeggen, degenen in loondienst of met een WW/ANW-uitkering samen met verzekerden zonder inkomen in deze leeftijdsgroep. Omdat het vereve-ningskenmerk vier leeftijdsgroepen onderscheidt (15–34, 35–44, 45–54 en 55–64 jaar), betekent dit 4 x 4 = 16 risicogroepen. Degenen jonger dan 15 jaar of ouder dan 64 jaar vormen de 17-de risicogroep.
Wanneer een verzekerde bij meer dan één categorie van de aard van het inkomen is ingedeeld, is als volgorde aangehouden voor degenen van 15 tot en met 64 jaar:
1. arbeidsongeschiktheid; 2. bijstand;
A
pe 27 4. zelfstandig;5. overigen (met name: WW/ANW en verzekerden zonder inkomen). Waarna loondienst is samengevoegd met overigen.
De verzekerden jonger dan 15 of ouder dan 64 jaar, komen in een aparte categorie.
4.5 Sociaal-economische status (SES)
Het risicovereveningsmodel van 2008 is tijdens de Overall Toets 2008 doorgerekend op verzekerden- en schadegegevens van 2005, waarbij het SES-vereveningskenmerk was gebaseerd op inkomensgegevens van, eveneens, 2005. In een vervolgonderzoek (WOR 365) is de precieze defi-nitie van dit vereveningskenmerk aan een nadere analyse onderworpen. De conclusie daarvan was dat alternatieve definities geen duidelijke empi-rische voordelen bieden. De WOR-vergadering heeft deze conclusie onder-schreven (WOR 371), zodat het SES-vereveningskenmerk analoog is gede-finieerd als vorig jaar, maar nu uiteraard op inkomensgegevens van 2006 (in hoofdzaak). Daarbij is, uitgaande van het van de Belastingdienst ont-vangen databestand met 16,5 miljoen records (identificeerbaar met het gepseudonimiseerde BSN), als volgt te werk gegaan:
1. Voor de ruim 4 miljoen records met (verzamel-) inkomen = 999999999 is het inkomen op 0 gezet, ervan uitgaande dat dit personen betreft zonder (eigen) inkomen, zoals (schoolgaande) kinderen en huisvrou-wen. 10
2. Voor bijna 400.000 records met inkomen = 0 is het inkomen op ‘onbe-kend’ gezet, ervan uitgaande dat dit deels personen betreft waarvan het inkomen nog niet (definitief) is vastgesteld door de Belastingdienst, deels ook personen van wie het (verzamel-) inkomen werkelijk op 0 uitkwam.
3. De groep met onbekend inkomen uit stap (2) is gekoppeld met het overeenkomstige databestand met inkomens over 2005 (koppelsucces: 99%). Daarmee kon de helft van deze groep van een inkomen worden voorzien, de andere helft had nog steeds een onbekend inkomen. Om-dat dit echter voor ruim 90% om gehuwde vrouwen blijkt te gaan, hebben we aangenomen dat deze personen daadwerkelijk geen inko-men hadden in 2005 en in 2006.
10 Het verzamelinkomen omvat het inkomen box 1 + het inkomen box 2 + het belastbaar inkomen box 3. Het houdt rekening met persoonsgebonden aftrek, zowel van het belastingjaar zelf als het nog niet verrekende deel en vrijgesteld salaris.
4. Vervolgens is de SES-definitie van het risicovereveningsmodel 2008 toegepast:11
• personen woonachtig op adressen met meer dan 15 bewoners ko-men in SES-categorie 0 – hoogstwaarschijnlijk betreft dit institutio-nele huishoudens, zoals AWBZ-instellingen, met sterk afwijkende kostenpatronen in de Zvw;
• de 30% met de laagste adresinkomens12 per hoofd vormen
SES-categorie 1;
• de 40% met middeninkomens worden ingedeeld bij SES-categorie 2;
• en de 30% met de hoogste adresinkomens per hoofd bij SES-categorie 3.
5. Voor de bijna 300.000 records in BASIC 2006 waarvoor SES na stap (4) nog onbekend was, hebben we het analoog gedefinieerde SES-vereveningskenmerk gebaseerd op inkomens over 2005 ingevuld. 6. Uiteindelijk blijven er dan nog bijna 85.000 records over met
onbeken-de SES. Omdat onbeken-deze niet zijn geconcentreerd bij bepaalonbeken-de verzeke-raars, lijkt het niet bezwaarlijk om ze in de analyses buiten beschou-wing te laten (daarom staan ze ook al genoemd bij de selectie van re-cords uit BASIC 2006 in paragraaf 2.3).
7. Ten slotte is de interactie van de vier SES-klassen met drie leeftijds-groepen bepaald: 0–14 jaar, 15–64, en 65+.
Op deze wijze ontstaat een vereveningskenmerk dat 12 risicogroepen on-derscheidt, waarbij SES1 en SES3 in principe elk 30% van de populatie omvatten die niet woonachtig is op adressen met veel bewoners, terwijl de overige 40% in SES2 terechtkomt. SES0 blijkt in het analysebestand rond de 200.000 personen te bevatten.13
4.6 Regioclusters
APE heeft op basis van de naar viercijferige postcodes geaggregeerde ge-gevens over kosten en verwachte kosten in 2006 een nieuwe clustering
11 Deze specificatie kwam in het onderzoek van WOR 322a (Deel II) als beste uit de bus. Dat is feitelijk bevestigd in het vervolgonderzoek van WOR 365.
12 Idealiter zouden we ons willen baseren op het gesommeerde inkomen per huis-houden, en dat dan delen door het aantal gezinsleden (als een proxy voor soci-aal-economische status). Omdat echter huishoudens niet eenvoudig zijn te on-derscheiden, maken we feitelijk gebruik van het adresinkomen per hoofd, wat naar verwachting een goede proxy is voor het huishoudinkomen per hoofd. 13 Ter optimalisering van de aansluiting met de CVZ-verzekerdenraming zijn in
stap (4) feitelijk de decielgrenzen gehanteerd zoals door CVZ berekend ten be-hoeve van die verzekerdenraming.
A
pe 29 van postcodes in 10 groepen gemaakt (zie Deel II van WOR 389a). De verwachte kosten zijn daarbij in principe berekend met het risicovereve-ningsmodel 2009 – dus zonder de categorie van WW’ers etc. en met de uitbreidingen van het B-segment per 2009 –, doch exclusief de regioclus-tering en niet gecorrigeerd voor HKV. Deze nieuwe regioclusregioclus-tering wordt bij de schatting van het risicovereveningsmodel 2009 gebruikt (en ook bij de schatting van het normatieve model voor de eigen betalingen).A
pe 315 H
ERWEGING,
OPHOGING ENHKV-
POOL 5.1 InleidingHet vereveningsmodel 2009 onderscheidt de volgende 112 risicogroepen:
• Leeftijd x geslacht: indeling in 18 leeftijdsgroepen van 5 jaar elk, plus een open categorie voor 90 jaar en ouder (in totaal 19 x 2 = 38 risico-groepen), waarbij vanaf 2009 voor de groep van 15 tot 25 jaar een gewijzigde indeling wordt gehanteerd: 15–17 en 18–24 jaar. Leeftijd wordt bepaald per 30 juni; kinderen geboren na die datum krijgen leef-tijd = 0.
• FKG’s: 20 meervoudige FKG’s gebaseerd op farmacierecepten van jaar t-1, aangevuld met de groep van verzekerden die niet zijn ingedeeld bij een FKG (21 risicogroepen).
• DKG’s gebaseerd op DBC’s van – hoofdzakelijk – ziekenhuisopnamen in jaar t-1, aangevuld met de groep van degenen die niet zijn ingedeeld bij een DKG (14 risicogroepen in totaal).
• Aard van het inkomen x leeftijd: arbeidsongeschiktheid, bijstand, zelf-standig en overigen (loondienst, WW etc. en medeverzekerden van 15 tot 65 jaar), onderscheiden naar vier leeftijdsgroepen, plus degenen jonger dan 15 dan wel ouder dan 64 jaar, voor de peildatum van 30 juni van jaar t (17 groepen).
• SES x leeftijd: indeling van verzekerden in drie groepen op basis van het gemiddeld adresinkomen in jaar t, waarbij verzekerden woonachtig op adressen met meer dan 15 bewoners een aparte groep vormen. Het vereveningsmodel 2009 houdt rekening met deze vier groepen in inter-actie met drie leeftijdscategorieën: 0–14 jaar, 15–64, en 65+ (dus: 4 x 3 = 12 risicogroepen).
• 10 APE-regioclusters gebaseerd op Deel II van WOR 389a.
Het onderstaande gaat achtereenvolgens in op de herweging van het on-derzoeksbestand van WOR 2006 naar de populatiesamenstelling van 2009 (paragraaf 5.2); de ophoging van kosten van het datajaar 2006 naar het vereveningsjaar 2009 (paragraaf 5.3); en op de samenstelling van de HKV-pool (paragraaf 5.4).
5.2 Herweging naar CVZ-verzekerdenraming 2009
Hoewel in 2006 96% van de verzekerden 365 dagen van het jaar stond ingeschreven bij dezelfde verzekeraar, is het toch van belang in de
analy-ses rekening te houden met de inschrijfduur. Tot en met de schatting van de normbedragen 2008 is dit gedaan door de inschrijfduur af te ronden op maanden, met een minimum van 1 maand. Vervolgens werden de ziekte-kosten naar jaarbasis ‘vertaald’, waarbij het betreffende record een ge-wicht kreeg van het aantal ingeschreven maanden gedeeld door 12. Dit gewicht werd dan in alle empirische analyses gebruikt. Iemand die bij-voorbeeld alleen de eerste 5 dagen van januari stond ingeschreven en in die periode 2000 euro ziektekosten had, kreeg dan een gewicht van 1/12 terwijl de kosten op jaarbasis werden berekend als 12x2000 = 24.000 eu-ro. De reden om hierbij uit te gaan van maanden is enerzijds dat de in-schrijfduur van particulier verzekerden in het registratiesysteem van STAT slechts globaal bekend was, terwijl anderzijds polissen veelal ingingen op de eerste dag van een maand, en veelal doorliepen tot en met de laatste dag van een maand.
Met ingang van de basisverzekering zijn alle verzekeraars echter verplicht de inschrijfduur op dagbasis vast te leggen, zodat deze in BASIC 2006 nauwkeurig bekend is. We hebben daarom de bovenbeschreven procedure aangepast: de vertaling van kosten naar jaarbasis gaat uit van de in-schrijfduur in dagen met een gewicht gelijk aan die inin-schrijfduur gedeeld door 365. Voor het bovengenoemde – extreme – voorbeeld komt dit uit op een gewicht van 5/365 = 1/73, en kosten op jaarbasis van 73x2000 = 146.000 euro. In WOR 368 bleek dat deze gewijzigde procedure vrijwel geen gevolgen had voor de essentiële uitkomsten; de invloed van dergelij-ke extreme en zeldzame gevallen als in het voorbeeld is dus verwaarloos-baar.
Uiteraard zal de (verwachte) samenstelling van de Zvw-populatie in 2009 naar de bovengenoemde 112 risicogroepen niet (precies) gelijk zijn aan die van 2006 zoals waargenomen in het WOR-bestand 2006 gewogen met inschrijfduur, gezien enerzijds het ontbreken van enkele ex-particuliere verzekeraars in dit databestand en anderzijds de diverse selecties vanwe-ge onbruikbare data (cf. paragraaf 2.3). Het CVZ heeft daarom voor de Zvw-populatie van 2009 verzekerdenramingen gemaakt, uitgaande van onder meer bevolkingsprognoses van het CBS. Hiermee hebben wij het analysebestand van WOR 2006 herwogen, per record rekening houdend met de zojuist beschreven gewichten. Voor de herweging heeft het CVZ 25 afzonderlijke indelingen van het (verwachte) aantal verzekerden ter be-schikking gesteld:
A
pe 33 1. elk van de 21 FKG’s naar leeftijd – in klassen van 15 jaar – en geslacht(21 tabellen met in totaal 21 x 6 x 2 x 2 = 504 subgroepen);14
2. DKG’s naar leeftijd – in klassen van 15 jaar – en geslacht (1 tabel met 14 x 6 x 2 = 168 subgroepen); 15
3. aard van het inkomen uitgesplitst naar leeftijd en geslacht (1 tabel met in totaal 98 subgroepen);
4. SES naar leeftijd en geslacht (1 tabel met 4 x 19 x 2 = 152 subgroe-pen);
5. 10 regioclusters uitgesplitst naar leeftijd en geslacht (1 tabel met 10 x 19 x 2 = 380 subgroepen).
Voor de herweging van het WOR-bestand 2006 naar de CVZ-verzekerden-raming van 2009 is gebruikgemaakt van de zogenaamde RAS-methode. Deze methode, meer in detail beschreven in WOVM 519 (Deel III), combi-neert bovengenoemde 25 tabellen tot één 25-dimensionale matrix (met in
theorie maximaal 1,3 miljoen cellen). Combinatie met de overeenkomstige
matrix berekend op het WOR-bestand 2006 zelf, geeft vervolgens de be-nodigde gewichten per subgroep. Als we ten slotte de afzonderlijke waar-nemingen in het WOR-bestand 2006 wegen met deze gewichten, dan leidt dat tot gewogen aantallen verzekerden die uitgesplitst naar elk(-e combi-natie met leeftijd/geslacht) van de zeven vereveningscriteria exact over-eenkomen met de ramingen.
Ongeveer 80% van de subgroepen uit het WOR-bestand 2006 onderschei-den in de 25-dimensionale wegingsmatrix blijkt geen enkele waarneming te bevatten. Voor de 265.000 niet-lege subgroepen blijkt 98% van de ge-wichten tussen de 0,58 en 1,85 te liggen, en 90% tussen 0,83 en 1,45 (gewogen met de omvang van de subgroepen); deze marges komen glo-baal overeen met die gevonden bij de schatting van de normbedragen 2008 (WOR 230b) voor (ex-)ziekenfondsverzekerden. 16
14 Per combinatie van FKG–leeftijd–geslacht zijn twee groepen van verzekerden te onderscheiden: degenen die wél bij de betreffende FKG zijn ingedeeld, en degenen die juist níet daarbij zijn ingedeeld. Dit levert voor FKG1 tot en met FKG20 in totaal 20 tabellen op, plus nog één voor FKG0 (degenen die bij geen enkele FKG zijn ingedeeld).
15 Voor indelingen (3) – (5) is leeftijd opgesplitst in de 19 klassen die het vereve-ningsmodel zelf ook onderscheidt. Daarentegen zijn voor indelingen (1) en (2) zes groepen van 15 jaar gebruikt omdat anders de aantallen verzekerden per subgroep te klein zouden worden.
16 In de verzekerdenraming komen verder nog ruim 100.000 verzekerden voor waarvan het regiocluster en de SES onbekend zijn. Dit betreft hoofdzakelijk personen woonachtig in het buitenland. Voorafgaand aan de herweging van het onderzoeksbestand hebben we deze verzekerden naar rato verdeeld over de 10 regioclusters en de 12 SES-klassen in de raming, rekening houdend met leef-tijd/geslacht.
5.3 Ophoging naar MacroPrestatieBedragen 2009
Na koppeling van het WOR-bestand 2006 aan de gewichten uit de 25-dimensionale wegingsmatrix, zijn de gewogen gemiddelde kosten per ver-zekerdenjaar berekend voor de onderscheiden zorgvormen. De verhoudin-gen ten opzichte van de overeenkomstige cijfers van de MacroPrestatieBe-dragen (MPB) geven de ophoogfactoren (zie tabel 5.1).
Tabel 5.1 Ophoogfactoren van WOR 2006 (na alle bovengenoemde
selec-ties, correcties en bewerkingen, en herwogen naar de CVZ-ver-zekerdenraming) naar het MPB 2009 (bedragen in euro’s)a
Bedragen, gemiddeld per verzekerdenjaar WOR 2006 MPB 2009 Ophoog-factoren Ziekenvervoer 31,82 35,23 1,11 Huisartsenzorg 121,37 141,21 1,16 Paramedische zorg 30,13 32,28 1,07 Farmaceutische zorgb 319,69 348,24 1,09 Verloskunde 7,53 8,88 1,18 Kraamzorg 13,78 18,71 1,36 Hulpmiddelen 71,26 84,30 1,18 Tandheelkundige zorgb 36,43 35,11 0,96 Ziekenhuiszorg-variabel 600,31 558,17 0,93 Ziekenhuiszorg-vastc 250,84 239,21 0,95 Kosten van B-DBC’s 156,78 234,16 1,49 Geneeskundige GGZd 202,01 203,27 1,01
a De gemiddelde bedragen van het MPB 2009 zijn berekend door de macrobedragen ver-meld in de ‘Regeling beschikbare middelen prestaties en vergoedingen 2009’ te delen door het aantal verzekerden voor 2009 zoals geraamd door het CVZ: 16.336.000.
b In tegenstelling tot de procedure bij de schatting van het risicovereveningsmodel 2008 zijn nu de uitbreidingen van farmaceutische zorg met de pil vanaf 21 jaar en van tand-heelkunde naar 18- tot 22-jarigen wel al in deze tabel meegeteld, zowel bij de onder-zoeksdata als bij de betreffende MPB-deelbedragen.
c De kosten van ziekenhuiszorg-vast staan ook in deze tabel, hoewel hiervoor geen risico-vereveningsmodel wordt geschat, omdat deze kosten meetellen voor het verplichte eigen risico van 155 euro en daarmee van belang zijn in het normatieve model voor de eigen betalingen als gevolg van dat eigen risico.
d De kosten van de geneeskundige GGZ die per 2008 onder de Zvw vallen, staan ook in deze tabel, hoewel hiervoor geen nieuw vereveningsmodel wordt geschat omdat deze kosten meetellen voor het verplichte eigen risico van 155 euro en daarmee van belang zijn in het normatieve model voor de eigen betalingen als gevolg van dat eigen risico.
Tabel 5.1 laat zien dat de ophoogfactoren variëren tussen 0,93 voor zie-kenhuiszorg-variabel en 1,49 voor B-DBC’s. Bij deze soms forse ophoog-factoren dient men te bedenken dat er drie jaren liggen tussen de data
A
pe 35 waarop we het model schatten – 2006 – en het jaar waarop het geschatte model van toepassing zal zijn: 2009. Daar staat tegenover dat het kosten-niveau, zoals waargenomen in het – bewerkte – WOR-bestand van 2006, al is gestegen door de herweging naar de verzekerdenraming van 2009. Een nadere analyse wijst uit dat de herweging zelf zorgt voor een overall stijging van de gemiddelde kosten met 4,3%; de ophoging naar het MPB blijkt daar nog eens 5,7% aan toe te voegen (totaal: 10,2%).De toename van het vrij onderhandelbare deel van de ziekenhuiszorg (het zogenaamde B-segment) komt enerzijds tot uiting in de aanzienlijke stij-ging van de kosten van B-DBC’s, en anderzijds in de daling van zowel het variabele als het vaste deel van de kosten ziekenhuiszorg. Zouden we de drie componenten van ziekenhuiszorg samennemen, dan zou daarvoor een ophoogfactor van 1,02 gelden.
5.4 HKV-pool
Op basis van het herwogen en opgehoogde WOR-bestand 2006 is ten slot-te de omvang van de HKV-pool berekend bij de door VWS vastgesslot-telde HKV-drempel van 20.000 euro.17 Naar verwachting zal 3,7% van de
kos-ten van de overige prestaties in de HKV-pool terechtkomen (dat was vorig jaar 3,5%); voor ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialistenhulp) is dat 13,8% en voor de B-DBC’s 5,8% (dat was vorig jaar 9,9% voor de som van ziekenhuiszorg-variabel en B-DBC’s).18 Het gaat om 0,82% van alle
verzekerden (was: 0,67%). De oorzaak van deze stijging is dat nu een groter deel van de ziekenhuiskosten onder het risicovereveningsmodel valt.
Evenals bij de schatting van de normbedragen 2008 (WOR 322b) geeft ta-bel 5.2 een beeld van het percentage verzekerden ingedeeld in een FKG of DKG waarvan de kosten deels in de HKV-pool terechtkomen.
17 Voor alle duidelijkheid: 90% van de kosten van een individuele verzekerde die boven de 20.000 euro uitkomen in 2009 kan de verzekeraar ten laste brengen van de HKV-pool. Daarbij gaat het om de kosten van overige prestaties plus ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialist) plus B-DBC’s. Financiering van de HKV-pool vindt plaats via – landelijk gelijke – procentuele inhoudingen op de normatieve kosten van overige prestaties, ziekenhuiszorg-variabel en B-DBC’s afzonderlijk. Opsplitsing van de HKV-pool gebeurt per individuele verzekerde door de te poolen kosten naar rato te verdelen over deze drie kostencompo-nenten.
18 Van alle kosten (inclusief ziekenhuiszorg-vast) wordt nu 7,8% gepoold; dat was bij de schatting van de normbedragen 2008 nog 7,3%.
Zoals verwacht mag worden, zijn de percentages HKV’ers in FKG0 en DKG0 het laagst, en lopen ze vervolgens geleidelijk naar beneden op. Bin-nen de FKG voor nieraandoeningen en die voor groeihormoBin-nen blijkt bijna de helft van de patiënten kosten boven de HKV-drempel te hebben; voor DKG13 is dat ruim 80%. De cijfers uit de tabel sporen goed met die van dezelfde tabel in WOR 322b. Een uitzondering vormt DKG12 waar het aan-tal HKV’ers nu ongeveer een derde lager ligt. Dit heeft te maken met de lagere kosten bij deze DKG, welke voor tweederde bestaat uit diagnosen die wijzen op kanker. Dit zagen we al eerder, in tabel 8 van WOR 383. De verklaring is waarschijnlijk de gelijktijdige forse stijging de prevalentie van de FKG voor kanker (FKG17). Hierdoor komen nu veel van de meerkosten van deze patiënten bij FKG17 terecht in plaats van bij DKG12.
Tabel 5.2 Per FKG en DKG het percentage verzekerden dat boven de
HKV-drempel (= 20.000 euro) uitkomt, WOR-bestand 2006, herwogen en opgehoogd naar 2009
FKG Omschrijving % in HKV-pool DKG % in HKV-pool 0 Geen FKG 0,4 0 0,6 1 Glaucoom 2,8 1 4,9 2 Schildklieraandoeningen 2,4 2 5,2 3 Psychische aandoeningen 1,8 3 5,8 4 Hoog cholesterol 3,3 4 5,7
5 Diabetes type IIb 2,6 5 10,2
6 Cara 3,3 6 9,8
7 Diabetes type IIa 3,6 7 12,1
8 Epilepsie 3,5 8 14,3
9 Ziekte van Crohn/Colitus Ulcerosa 3,0 9 16,4
10 Hartaandoeningen 7,0 10 16,3 11 Reuma 9,8 11 21,7 12 Parkinson 6,3 12 17,7 13 Diabetes type I 6,1 13 82,0 14 Transplantaties 9,8 - - - - - - 15 Cystic fibrosis/pancreas 19,8 - - - - - - 16 Aand. van hersenen / ruggenmerg 19,3 - - - - - -
17 Kanker 28,4 - - - - - -
18 HIV/AIDS 13,9 - - - - - -
19 Nieraandoeningen 48,1 - - - - - -
20 Groeihormonen 47,5
