RENÉ VAN VLIET BIJLAGE 8

Transcriptie

1 BEREKENING NORMBEDRAGEN RISICOVEREVENINGSMODEL 2007 RENÉ VAN VLIET BIJLAGE 8 25 SEPTEMBER

2

3 1 INLEIDING Deze rapportage beschrijft de berekening van de normbedragen voor het risicovereveningsmodel 2007 in het kader van de Zorgverzekeringswet (Zvw), en presenteert de uitkomsten. Daarbij is vooral gebruik gemaakt van de bevindingen en uitkomsten van Deelrapportages I tot en met III van WOR230a, alsmede van de besluiten over de vormgeving van het model die mede op basis daarvan in diverse gremia zijn genomen. Uitgangspunt van de berekeningen vormen de bestanden met verzekerden- en schade-informatie over 2004 die 21 ziekenfondsen (bijna 100% van de markt) en 24 particuliere verzekeraars (ruim 70% van de markt) in het kader van de WOR respectievelijk het STAT-informatiesysteem hebben aangeleverd aan Vektis, en welke na eerste controle en correctie vervolgens zijn doorgeleverd. Het geheel van deze gegevens, kortweg aangeduid met het WOR/STAT-bestand 2004, is in het kader van de Overall Toets 2007 in vier stappen geschikt gemaakt voor berekening van de normbedragen: 1. er zijn eerst diverse correcties, bewerkingen en aanvullingen aangebracht. 2. Daarna is het resulterende databestand herwogen naar de verzekerdenraming van CVZ voor Vervolgens zijn de kosten voor negen zorgvormen apart opgehoogd naar het (verwachte) niveau van Dit is gebeurd door de gewogen gemiddelden van deze kosten over 2004 te vergelijken met de overeenkomstige gemiddelden van de Macro-PrestatieBedragen (MPB) van 2007, vastgesteld door VWS. 4. Als laatste stap voorafgaand aan de feitelijke berekening van de normbedragen, zijn de door VWS verwachte remgeldeffecten van de noclaimregeling in de kosten van volwassen verzekerden verwerkt. Een apart onderdeel van deze rapportage betreft de normering van de noclaimregeling welke met ingang van 2006 van toepassing is. Deze rapportage geeft eerst kort aan welke selecties en correcties wij op de oorspronkelijke, door Vektis aangeleverde bestanden over 2004 hebben toegepast (paragraaf 2). Dan komen de bewerking van kosten (paragraaf 3) en van vereveningscriteria (paragraaf 4) aan bod, waarna in paragraaf 5 een beschrijving volgt van herweging, ophoging en verwerking van remgeldeffecten. De rapportage besluit met een korte toelichting op de uiteindelijk berekende normbedragen, zowel die voor het risicovereveningsmo- 3

4 del zelf als die voor de normering van de no-claimteruggave. De normbedragen zijn weergegeven in de appendix. Merk op dat paragrafen 2, 3 en 4 ten dele overlappen met WOR229 (Deel V) en WOR230a (Deel I en II); dit is met opzet gedaan zodat onderhavige rapportage in principe het gehele traject beschrijft waarlangs we van de door Vektis aangeleverde bestanden over 2004 zijn gekomen tot het uiteindelijke databestand waarop de normbedragen voor 2007 zijn berekend. 4

5 2 CORRECTIES EN SELECTIES 2.1 (Voormalig) ziekenfondsverzekerden Vektis heeft begin dit jaar databestanden aangeleverd met gegevens op individueel, verzekerdeniveau over 2004 van 21 ziekenfondsen. Het ging daarbij per ziekenfonds om bestanden met: 1. gegevens over 2004 met betrekking tot verzekerdenkenmerken (leeftijd op , geslacht, postcode, verzekeringsgrond, inschrijfduur) en kosten op transactiebasis (onderscheiden naar een tiental zorgvormen); 2. kostengegevens over 2004 met betrekking tot perioden van vertraagde aanmelding [deze kosten vielen niet onder de ZFW-verstrekkingenbudgettering en zitten daarom niet in de bestanden van (1), doch per 2006 vallen ze wel onder de Zvw-risicoverevening]; 3. een opsplitsing van de kosten van ziekenhuiszorg over 2004 in een vast en een variabel deel; 4. receptgegevens over 2003 (waarmee de FKG-indeling kan worden vastgesteld; zie verderop); 5. opnamen, verpleegperioden en vijf nevenverrichtingen over 2003 (waarmee na koppeling met LMR2003 de DKG-indeling is bepaald; zie Van Vliet en Vandermeulen, 2005). Via het unieke verzekerdenidentificatienummer zijn deze bestanden met elkaar te koppelen. Net als bij de Overall Toets van vorig jaar (WOR116b) was het hiermee mogelijk informatie van in principe alle verzekerden van bijna alle ziekenfondsen bij de berekening van de normbedragen te betrekken. Alleen van één zeer klein fonds was geen informatie beschikbaar over 2004; qua aantal verzekerden kwam de dekkingsgraad daarmee uit op 99,97%. Evenals voor 2003, is dus voor 2004 per verzekerde per verstrekking bekend hoeveel kosten zijn gemaakt gedurende perioden van vertraagde aanmelding. Deze kosten in totaal circa 156 miljoen euro 1 zijn opge- 1 De totale kosten in de bestanden met gegevens op individuniveau over vertraagde aanmelding bedragen feitelijk 158 miljoen euro. Dit betreft 17 ziekenfondsen. Voor drie fondsen was deze informatie alleen op macroniveau bekend (tezamen circa 9 miljoen euro), en voor één in het geheel onbekend. De drie bedoelde fondsen bleken de duur van de perioden vertraagde aanmelding meegenomen te hebben in de reguliere data zodat het zinvol was de betreffende kosten naar rato te verdelen over de groep van 0-jarigen, die verantwoordelijk is voor ongeveer ¾ van de kosten tijdens vertraagde aanmelding. Met deze correctie en met het wegvallen van kosten vertraagde aanmelding van perso- 5

6 teld bij het reguliere bestand van WOR2004; dit gaat om circa verzekerden. 2 De inschrijfduur van de betreffende verzekerden is hiervoor aangepast, wat ruim extra verzekerdenjaren opleverde. Het WORbestand 2004, dat 10,7 miljoen records bevat van personen die gedurende 2004 één of meer dagen zijn ingeschreven geweest bij een ziekenfonds, representeert daarmee 10,2 miljoen verzekerdenjaren. Om diverse redenen heeft Vektis hiervan ruim records met bijna verzekerdenjaren afgekeurd. 3 Deze zijn daarom bij de berekening van de normbedragen 2007 buiten beschouwing gelaten. Hetzelfde geldt voor ruim 500 records van verzekerden met postcodes die niet bestaan in Nederland. Omdat we voor hen geen regioclusters kunnen koppelen, zijn ze niet bij de analyses betrokken. De analyses zijn uiteindelijk uitgevoerd op in totaal records die verzekerdenjaren vertegenwoordigen; ongeveer dezelfde aantallen als waarop het vereveningsmodel 2006 is doorgerekend (WOR116b). Met betrekking tot de pakketmaatregelen van 2004 was alleen zittend ziekenvervoer nog van belang (de andere maatregelen zijn automatisch al in de kostendata van 2004 neergeslagen). Omdat evenwel de kostenconsequenties van diverse herzieningen van de betreffende maatregel globaal overeenkomen met het effect van de later dan oorspronkelijk geplande invoering, is hiervoor geen correctie toegepast. Twee opmerkingen met betrekking tot de door Vektis uitgevoerde opsplitsing van ziekenhuiskosten in een vast en een variabel deel: voor één ziekenfonds bleek de opsplitsing per abuis in 37 gevallen te hebben geleid tot zeer hoge vaste kosten gemiddeld meer dan euro gecombineerd met zwaar negatieve variabele kosten. In deze gevallen is de som van beide kostencomponenten genomen, welke vervolgens is opgesplitst in de verhouding vast : variabel die voor het betreffende ziekenfonds als geheel gold. Voor bijna verzekerden met ziekenhuiskosten ontbrak de gedetailleerde informatie die nodig is om deze kosten op te splitsen. Voor deze verzekerden is de verhouding vast : variabel gehanteerd die voor 2 3 nen die niet in de reguliere data aanwezig bleken te zijn, kon 156 van de in totaal 167 (= ) miljoen euro bij de analyses betrokken worden. De kosten van ziekenhuiszorg tijdens vertraagde aanmelding waren niet onderscheiden naar een vast en een variabel deel. Deze opsplitsing hebben we in de data aangebracht door middel van leeftijd- en geslachtspecifieke factoren berekend op de reguliere ziektekosten (i.e.: op de kosten van ziekenhuiszorg die niet tijdens vertraagde aanmelding zijn ontstaan). Een toelichting op de controles en correcties die Vektis heeft uitgevoerd wordt gegeven in Stoimenova en en Suurenbroek (2006). 6

7 alle verzekerden met ziekenhuiskosten bleek te gelden, te weten: 37% om 63%. 2.2 (Voormalig) particulier verzekerden De gegevens van particulier verzekerden over 2004 die in dit onderzoek zijn gebruikt, komen uit het STAT-informatiesysteem van Vektis. Het gaat om bijna 5 miljoen verzekerden van 24 particuliere verzekeraars, waaronder de vier publiekrechtelijke verzekeraars (DGPV, IZA, IZR en IZA/AZ). 4, 5 Per verzekeraar zijn bestanden geleverd met: 1. gegevens over 2004 met betrekking tot verzekerdenkenmerken (leeftijd op , geslacht, postcode, eigen risico, inschrijfduur 6 ), schades op transactiebasis (uitgesplitst naar een tiental schadesoorten) en huisartsconsulten in 2004; 2. een opsplitsing van de kosten van ziekenhuiszorg over 2004 in een vast en een variabel deel; 3. FKG-indeling (voor 15 van de 24 verzekeraars) 7 ; 4. schadegegevens over ziekenhuiszorg en specialistische zorg in 2003 op notaniveau, waaruit informatie is af te leiden over ziekenhuisopnamen en vijf nevenverrichtingen (waarmee na koppeling met LMR2003 de DKG-indeling is bepaald) In een laat stadium zijn van nog één verzekeraar kostengegevens aangeleverd. Daarvoor waren echter geen FKG s en DKG s beschikbaar, lag het aantal huisartsconsulten op 1/7-de van het gemiddelde bij de andere verzekeraars, waren de gemiddelde kosten in het gegevensbestand op individuniveau 25% lager dan de macrokosten die de verzekeraar zelf aangaf, waren de eigen risico s niet (volledig) toegewezen aan de individuele verzekerden van elke polis, en kwam een groot deel (waarschijnlijk bijna een kwart) van de verzekerden met meerdere, ongerelateerde verzekerdennummers in de data voor. Deze gegevens zijn daarom niet bij de analyses betrokken. Verder zijn gegevens aangeleverd van 12 volmachten, met in totaal circa verzekerden(jaren). Hiervoor waren echter noch FKG s, noch DKG s beschikbaar. Omdat er ook geen kosten- en andere gegevens over 2003 bekend zijn, is simulatie op individuniveau van deze kenmerken (praktisch) uitgesloten. Bovendien lijkt de meerderheid van de verzekerden twee keer of zelfs vaker met verschillende verzekerdennummers in de betreffende bestanden voor te komen. Om al deze redenen blijven de volmachten geheel buiten beschouwing. De inschrijfduur en daarmee het gewicht in de analyses van elke individuele, particulier verzekerde heeft Vektis afgeleid uit de (patronen in de) vier peilmomenten per jaar (ja/nee actief op de eerste dag van het kwartaal). Voor kinderen geboren in het laatste kwartaal is de inschrijfduur bepaald op basis van de geboortedatum, terwijl voor bijna verzekerden die op geen enkel van de vier peilmomenten actief waren, een inschrijfduur van 1,5 maanden is aangehouden. Feitelijk zijn FKG s op basis van recepten in 2003 voor 17 verzekeraars beschikbaar, doch voor twee daarvan hebben we geen kosten- en verzekerdengegevens over

8 Om deze gegevens bruikbaar te maken voor de onderhavige analyses, dienden wij een aantal correcties op de aangeleverde bestanden uit te voeren, in aanvulling op hetgeen Vektis zelf al had gedaan (zie WOR233). Het betreft grotendeels correcties op aanwijzing van Vektis die boven water zijn gekomen mede naar aanleiding van verdere controles van de onderliggende gegevens: Voor één verzekeraar diende de hoogte van het eventuele eigen risico voor al degenen die verzekerd staan op dezelfde polis nog te worden vastgesteld (voor de andere verzekeraars had Vektis dit al gedaan, maar voor deze was niet eenduidig te herkennen welke verzekerden bij welke polis hoorde; hiervoor hebben we een benadering toegepast). Correcties van de kosten voor verschillen in dekking ten opzichte van de Zvw de zogenaamde pakketharmonisaties zijn in principe door Vektis uitgevoerd. Op enkele punten bleken aanvullende correcties noodzakelijk: bij drie zorgverzekeraars zijn de kosten fysiotherapie voor 65- plussers met een WTZ-polis met 50 tot 70% naar beneden bijgesteld (dat scheelt totaal 6,9 miljoen euro); bij vijf zorgverzekeraars zijn de kosten tandheelkunde voor 65- plussers met een WTZ-polis vervangen door leeftijd- en geslachtspecifieke gemiddelden van een groep particulier verzekerden die de betreffende ZFW-pakketmaatregelen van 2004 hebben gevolgd (de kosten dalen daardoor met 7,6 miljoen euro); de ZFW-pakketmaatregelen van 2004 ten aanzien van farmacie en zittend ziekenvervoer zijn verwerkt (alleen voor niet-wtzers: qua pakket volgde de WTZ namelijk de ZFW). Voor vier zorgverzekeraars is in totaal 27,5 miljoen euro aan ziektekosten toegevoegd, naar rato verdeeld over de deelprestaties. Er is gebleken dat voor acht verzekeraars een deel van de variabele overige kosten die in de STAT-bestanden aanwezig is, feitelijk kosten bevat welke onder de Zvw vallen (WOR192). Het gaat om overall ongeveer 10 euro per verzekerdenjaar. Deze kosten zijn naar rato over de verschillende schadesoorten verdeeld. (Het onderzoek van vorig jaar heeft deze variabele volledig buiten beschouwing gelaten omdat het zou gaan om kosten van alternatieve geneeswijzen, kosten buitenland e.d.) Op basis van geboortedatum, geslacht en postcode (vier cijfers) bleek bij drie verzekeraars het percentage verzekerden dat zeer waarschijnlijk met meerdere verzekerdennummers in de bestanden voorkomt, extreem hoog (15, 24 en 94%). Met behulp van een deel van het ver- 8

9 zekerdennummer plus geboortedatum en geslacht zijn de betreffende records samengevoegd. De opgetelde inschrijfduren lagen allemaal op vier kwartalen of minder zodat deze aanpassing inderdaad zeer waarschijnlijk correct is. Voor één verzekeraar waren de aantallen huisartsconsulten dusdanig ongeloofwaardig dat een modelmatige opsplitsing is gemaakt van de kosten huisartszorg in consulten en overige kosten. Hiervoor zijn door Vektis berekende leeftijd- en geslachtspecifieke verhoudingscijfers gebruikt. Voor twee verzekeraars met onwaarschijnlijk weinig huisartskosten en -consulten zijn deze beide grootheden op aanwijzing van Vektis opgehoogd met 55 en 79%. De huisartsconsulten zijn nog opgehoogd met door Vektis aangeleverde verzekeraarspecifieke percentages in verband met schade-uitloop. Voor transactiejaar 2004 zijn namelijk gegevens beschikbaar op kasbasis tot en met het derde kwartaal van 2005, waardoor ongeveer 1% van de totale schade op transactiebasis ontbreekt. Vektis had de schade-variabelen hiervoor al gecorrigeerd, maar niet het aantal huisartsconsulten. Van de 24 verzekeraars zijn de volgende groepen van verzekerden in de analyses buiten beschouwing gelaten: postcode onbekend [voor het overgrote deel postcodes 0 (= onbekend) of 1 (= buitenland)]: hiervoor is het regiocluster niet vast te stellen (circa verzekerden); type verzekering onbekend (publiek, WTZ, maatschappijpolis, aanvullende verzekering): deels was pakketharmonisatie niet mogelijk, deels valt dit niet onder de Zvw (circa ); de verzekerden van twee verzekeraars die in de loop van 2004 zijn ingestroomd in de portefeuille van een derde: hiervoor was de inschrijfduur niet goed te bepalen terwijl bovendien de koppeling met FKG s en DKG s gebaseerd op zorggebruik in 2003 problemen opleverde (circa ); actieve militairen verzekerd bij SZVK: deze vallen niet onder de Zvw. Uiteindelijk blijven hiermee records over die verzekerdenjaren vertegenwoordigen. Dat is rond de minder dan in principe beschikbaar waren voor de Overall Toets van vorig jaar. Toen viel echter uiteindelijk nog ongeveer eenderde af vanwege ontbrekende FKGinformatie. Dat is nu niet het geval (zei verderop). Per saldo kunnen we daarom ongeveer 1,2 miljoen particulier verzekerden extra bij de doorre- 9

10 kening van het vereveningsmodel betrekken dan vorig jaar: 4,3 miljoen versus 3,1 miljoen. 10

11 3 BEWERKING KOSTEN 3.1 Inleiding Het risicovereveningsmodel maakt onderscheid tussen de kosten van overige prestaties, ziekenhuiszorg-variabel en ziekenhuiszorg-vast. Ten behoeve van onderhavige berekeningen zijn de overige prestaties verder opgesplitst in acht zorgvormen: 1. ziekenvervoer; 2. huisartsenzorg; 3. paramedische zorg; 4. farmacie; 5. verloskunde; 6. kraamzorg; 7. hulpmiddelen; 8. tandartsenzorg. Daarnaast is er bij ziekenfondsen sinds enkele jaren nog sprake van flexizorg (sinds 2003: regeling initiatiefruimte ziekenfondswet ); dit betreft een kleine kostenpost. Ziekenhuiszorg-variabel is inclusief de kosten van specialisten in loondienst en in principe ook inclusief de kosten van vrijgevestigde specialisten. In onderhavige berekeningen beschouwen we laatstgenoemde kostenpost meestal apart, doch in het vereveningsmodel komt deze niet zelfstandig voor maar altijd opgeteld bij ziekenhuiszorg-variabel. Na de toepassing van de boven beschreven correcties en selecties zijn diverse bewerkingen op de schadegegevens in het resulterende WOR/ STATbestand 2004 uitgevoerd: schatten van het aantal huisartsconsulten voor ziekenfondsverzekerden (paragraaf 3.2); simulatie van de huisartskosten 2007 wegens de per 2006 veranderde bekostiging van huisartsenzorg (3.3); toewijzen van de kosten van flexizorg aan de reguliere deelprestaties (dit geldt alleen voor ziekenfondsverzekerden) (paragraaf 3.4); ophoging van de kosten vanwege remgeldeffecten en ontbrekende kosten in geval van eigen risico s (alleen voor particulieren) (3.5). 11

12 3.2 Schatten huisartsconsulten (ziekenfonds) Per 2006 worden de huisartsen betaald via een gemengd systeem, grotendeels gebaseerd op consulten en abonnement, zowel voor hun (ex-) ziekenfonds- als (ex-) particulier verzekerde patiënten. Uiteraard is in de ziekenfondsgegevens van 2004 geen informatie bekend over het aantal huisartsconsulten. Daarom is in WOVM693 (Deel II, pagina 31 e.v.) een methodiek ontwikkeld waarmee we voor elke verzekerde het aantal consulten kunnen inschatten op basis van een regressiemodel dat is geschat op informatie uit de POLS-enquête van het CBS. De set van verklarende variabelen in dit model omvat: leeftijd, geslacht, verzekeringsgrond, OAD, ja / nee chronische aandoening, plus vier indicatoren van zorggebruik (recepten, specialistbezoek, ziekenhuisopnamen, fysiotherapiebezoek). 8 Bedoelde methodiek is ook toegepast op de WOR2004-gegevens, waarbij nog een door Vektis op particuliere data berekende correctie is toegepast vanwege de te geringe leeftijdsgradient. Bovendien is een integrale ophoging van consulten naar consulteenheden toegepast (+10%). Hiermee komt het gemiddeld aantal consulteenheden voor ziekenfondsverzekerden precies overeen met het aantal waarvan in de afspraken d.d. 14 juli 2005 tussen LHV, ZN en VWS vanuit is gegaan. 3.3 Huisartsenbekostiging Voor de huisartskosten bevat Appendix A uit Deelrapportage V van WOR229 een uiteenzetting van de wijze waarop de in het WOR/STATbestand 2004 waargenomen kosten en huisartsconsulten zijn vertaald naar de nieuwe bekostigingssystematiek van Daarin zijn de desbetreffende afspraken tussen LHV, ZN en VWS verwerkt. Voor een bepaalde ziekenfondsverzekerde komt de vertaling erop neer dat eerst 56% van de overige huisartskosten welke als zodanig in de WOR2004-data zijn te herkennen, naast de kosten van het abonnementshonorarium rechtstreeks overgaat naar de nieuwe bekostigingsstructuur. Daarbij tellen we dan het nieuwe abonnementstarief op, plus het (geschatte) aantal consulten van de betreffende verzekerde vermenigvuldigd met het consulttarief. Deze twee tarieven zijn in WOR229 (Deel V) op kostenniveau 2004 vastgesteld op 52,08 respectievelijk 9,25 euro, uitgaande van 8 Probleem hierbij vormde drie ziekenfondsen met een in vergelijking tot voorgaande jaren én tot andere fondsen onwaarschijnlijk laag aantal eerste polikliniekbezoeken, terwijl deze variabele een niet onbelangrijke rol speelt bij de raming van het aantal huisartsconsulten. Dit is opgelost door het aantal eerste polikliniekbezoeken bij deze verzekeraars te benaderen via het al dan niet hebben van kosten voor specialistische hulp. 12

13 tarieven in 2006 van 59,39 en 10,75 euro (dit is inclusief diverse opslagen die we vanzelfsprekend in de WOR/STAT-bestanden van 2004 nog niet tegenkomen). Voor een particulier verzekerde komt de vertaalslag naar de huisartsbekostiging van 2006 erop neer dat 61% van de geregisteerde huisartskosten minus de kosten van consulten (bij een tarief van 24,80 euro) overgaat naar de nieuwe bekostigingsstructuur. Vervolgens komt daar het nieuwe abonnementstarief bij van 52,08 euro, evenals de consulten maal het consulttarief van 10,75 euro. Ten opzichte van de huidige huisartsenbekostiging resulteert een en ander in een kostenverschuiving van ziekenfonds naar particulier van ruim 1 euro, gemiddeld per verzekerdenjaar (prijsniveau 2004). 3.4 Flexizorg (ziekenfonds) Met ingang van 2002 bevatten de WOR-bestanden een kostencategorie flexizorg. Vooralsnog is hiervoor geen afzonderlijk deelbedrag in het MPB vastgesteld. De betreffende kosten dienen uiteraard wel verwerkt te worden in de normbedragen Overeenkomstig de Overall Toets voor het risicovereveningsmodel 2006 (WOR116b) is dit gebeurd door bij elk individu apart zijn/haar eventuele kosten voor flexizorg op te delen naar de onderscheiden zorgvormen. Wat betreft de opsplitsing naar overige prestaties, ziekenhuiszorg-variabel en ziekenhuiszorg-vast is dit gedaan in de verhoudingen van 40 : 40 : 20. De verdere opdeling naar de afzonderlijke componenten van de overige prestaties is in principe naar rato uitgevoerd, dat wil zeggen: voor het gehele WOR-bestand 2004 hebben we vastgesteld welk deel van overige prestaties is besteed aan huisartsenzorg, welk deel aan farmacie, etc., en vervolgens zijn de eventuele kosten flexizorg van elk individu afzonderlijk in deze verhoudingen opgesplitst. Omdat verloskunde en kraamzorg alleen van toepassing zijn voor vrouwen in een bepaalde leeftijdsgroep, zijn deze kosten hierbij buiten beschouwing gebleven (bovendien zal naar verwachting zeer weinig flexizorg op deze zorgvormen betrekking hebben). 3.5 Eigen risico s (particulier) De eigen bijdragen en eigen risico s in de (voormalige) particuliere sector leiden er enerzijds toe dat een (klein) deel van de ziektekosten buiten beeld van de verzekeraars blijft, en dus niet in het STAT-bestand 2004 zitten, terwijl anderzijds überhaupt minder zorg wordt geconsumeerd van- 13

14 wege het remmende effect (men moet een deel van de kosten zelf betalen). Om hiervoor te corrigeren en daarmee de kosten van particulier verzekerden zoveel mogelijk op dezelfde leest te schoeien als die van ziekenfondsverzekerden, zijn de volgende ophogingen toegepast: voor publiekrechtelijk verzekerden met uitzondering van IZA/AZ 9, met eigen bijdragen van 10 tot 20% voor extramurale kosten (inclusief poliklinische specialistische zorg, exclusief farmacie), is een remgeldeffect van 5% aangehouden, wat, gemeten over alle kosten, neer komt op een kostenophoging met 1,4% 10. Voor privaatrechtelijk verzekerden met een eigen risico met uitzondering van WTZ-ers en 65-plussers zijn de ingeschatte effecten van remgeld plus ontbrekende kosten door Vektis berekend per schadesoort en per leeftijd/geslacht (WOR233). Dit betreft een verfijning van de procedure van de Overall Toets 2006 (WOR116b) omdat daar een gelijke ophoging werd toegepast, ongeacht schadesoort en leeftijd/geslacht. Voor WTZ-ers met een eigen risico van 53 euro (dit gaat om alleenstaanden) en voor privaatrechtelijke 65-plussers zijn de ophogingspercentages aangehouden van Tabel 2 in WOR116b. Voor WTZ-ers met een eigen risico van 106 euro (dit gaat om gezinnen) zou Tabel 2 van WOR116b een ophoging met 9% impliceren, wat in geld uitgedrukt neerkomt op gemiddeld ruim 250 euro, en dat lijkt wat veel, zeker ook in verhouding tot het eigen-risicobedrag. Daarom is vorig jaar besloten om voor deze groep van WTZ-ers een ophoging van effectief 2% te hanteren. De overall effecten voor publiekrechtelijk verzekerden en voor privaatrechtelijk verzekerden met een maatschappijpolis of een WTZ-polis, zijn 1,4%, 5,2% respectievelijk 1,3%. De ophogingen zijn toegepast nadat alle hiervoor beschreven bewerkingen waren uitgevoerd; daarbij zijn de kosten van het inschrijftarief voor huisartsen buiten beschouwing gelaten. Genoemde ophogingen blijken overall uit te komen op 5,4% voor de overige prestaties, 1,8% voor ziekenhuiszorg-variabel inclusief specialistische 9 10 IZA/AZ kent eigen risico s van 45 en 90 euro voor alleenstaanden respectievelijk gezinnen en loopt wat de ophogingen betreft mee met de privaatrechtelijk verzekerden. Uit Tabel 5 van Van Vliet (2004) blijkt, heel globaal, dat een eigen bijdrage van 10% leidt tot een remgeldeffect van naar verwachting 5%. Dit cijfer is gebruikt voor de ophoging van de kosten die voor publiekrechtelijk verzekerden onder de eigen bijdragen vallen. In financiële termen omvat dat ongeveer 1/3- de van het pakket, waardoor over alle kosten gemeten de ophoging op ongeveer 1,4% uitkomt. 14

15 zorg, en 1,6% voor ziekenhuiszorg-vast. In totaal is dat 3,2%. In de laatste fase van de Overall Toets 2006 (WOR116b) bedroeg de (vrijwel) integraal toegepaste opslag in verband met deze effecten 3,8%. 3.6 DBC-correctie Per 1 januari 2005 zijn de Diagnose Behandel Combinaties (DBC s) ingevoerd voor de betaling van ziekenhuizen en specialisten. De verwachting is dat dit een verschuiving van de kosten van ziekenhuiszorg teweegbrengt tussen patiëntengroepen. Prismant heeft vorig jaar leeftijd- en geslachtspecifieke correctiefactoren berekend (WOR097), welke een verschuiving van de kosten van oud naar jong laten zien. Deze factoren zijn meegenomen in de berekening van de normbedragen voor Nieuwe bevindingen hebben echter dusdanige twijfels doen rijzen over de juistheid van deze correcties (WOR216), dat het verstandiger wordt geacht het vereveningsmodel 2007 te baseren op ongecorrigeerde kostengegevens (van 2004). 15

16

17 4 BEWERKING VEREVENINGSCRITERIA Naast bewerkingen van de kosten zijn voor 2007 ook een viertal aanpassingen van de vereveningscriteria van belang. Het gaat dan om de Farmaceutische Kosten Groepen (FKG s), de Diagnose Kosten Groepen (DKG s), de regio-indeling en om de aard van het inkomen. 4.1 FKG s In het risicovereveningsmodel van 2006 spelen 17 FKG s een rol, afgeleid uit specifieke soorten medicijnen die verzekerden in het voorafgaande jaar voor ten minste 181 dagen hebben voorgeschreven gekregen. De FKG s vormen een indicator voor de aanwezigheid van chronische aandoeningen. Het risicovereveningsmodel 2007 kent drie extra FKG s: voor psychische aandoeningen, kanker en groeihormonen. Daarnaast tellen nu alle FKG s mee waarbij een verzekerde is ingedeeld [maximaal dus 20; het feitelijk maximum is 7 (dit komt slechts enkele keren voor)]. 11 De FKGsystematiek beperkt zich dus niet meer tot de belangrijkste c.q. duurste FKG per verzekerde, zoals de afgelopen jaren het geval was. Voor de onderhavige analyses op basis van de kosten in 2004 konden de FKG s van de ruim 10 miljoen ziekenfondsverzekerden rechtstreeks worden vastgesteld met behulp van het zogenaamde FIS-bestand van 2003 van Vektis. Daarin zijn per recept onder andere de afleverdatum, de kosten, het soort medicijn (artikelnummer), en de omvang van de aflevering opgenomen, alsmede uiteraard het verzekerdenidentifcatienummer. Deze receptgegevens zijn gelegd naast een geüpdate versie van het FKGreferentiebestand opgesteld door CVZ, dat per artikelnummer het standaard aantal dagdoseringen en de ATC-code vermeldt tezamen met de FKG waaraan die ATC is toegewezen. De in het onderzoek (WOR229, Deel III) gebruikte lijst met ATC-codes voor psychische aandoeningen is door CVZ bijgewerkt, waarbij de benzodiazepinen waarvan langdurig gebruik niet aangewezen is vanwege de 11 Het maximum ligt eigenlijk 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 ingedeeld dat de indeling bij hoog cholesterol vervalt. Merk op dat diabetes IIb wél samen kan voorkomen met hoog cholesterol: in dat geval is kennelijk niet voldaan aan de voorwaarde van meer dan 180 DDD s voor hypertensiemiddelen (wat indeling bij diabetes IIa tot gevolg zou hebben). Ook diabetes I kan met hoog cholesterol voorkomen. 17

18 verslavende werking zijn geschrapt. 12 Ook voor kanker en groeihormonen heeft CVZ de in WOR229 (Deel III) gebruikte lijsten geüpdate. Omdat in één van de in het kader van het WOR-onderzoek doorgerekende modelvarianten de 20 FKG s enkelvoudig voorkwamen (WOR230a), moesten we een nieuwe ordening van de FKG s maken. Op basis van enkele verkennende berekeningen van de meerkosten zijn daartoe de drie nieuwe FKG s tussen de reeds bestaande gevoegd. De FKG voor psychische aandoeningen is daarbij tussen schildklieraandoeningen (FKG2) en hoog cholesterol (FKG3) terechtgekomen, kanker tussen aandoeningen van hersenen / ruggemerg en HIV / AIDS (15 en 16), terwijl de meerkosten van groeihormonen boven die van de tot nu toe duurste FKG voor nieraandoeningen uitkwamen. Voor particulier verzekerden waren over 2003 geen FIS-gegevens voorhanden voor 9 van de 24 verzekeraars waarvan wel schade- en verzekerdeninformatie over 2004 beschikbaar is. 13,14 Voor deze verzekeraars zijn FKG s gesimuleerd op individuniveau. Dit is gebeurd door logistische regressies, geschat op de groep van particulier verzekerden waarvoor FKG s wél bekend zijn, toe te passen op de complementaire groep, en dan de geschatte kansen via gerandomiseerde trekkingen om te zetten in gesimuleerde FKG s (zie Appendix B van WOR229, Deel V 15 ). Belangrijk voordeel Zoals besproken in de WOR-vergadering van 18 mei (WOR197) zijn de zeven psychische aandoeningen die in het eerdere onderzoek (WOR229, Deel III) in eerste instantie waren onderscheiden (1) antipsychotica, (2) lithium, (3) anxyolitica & hypnotica & sedativa, (4) antidepressiva, (5) ADHD, (6) Alzheimer en (7) verslavingszorg bij elkaar gevoegd tot één groep, waarbij de DDD s van de bijbehorende ATC-codes worden opgeteld, waarna (één keer) op de drempel van 180 DDD s wordt getoetst. Een kanttekening met betrekking tot de psychische FKG is dat Vektis de bovengenoemde zeven psychische FKG s afzonderlijk heeft gedefinieerd en aangeleverd voor particulier verzekerden (WOR206). Omdat de drempel van 180 DDD s zeven keer afzonderlijk is gehanteerd, bestaat de mogelijkheid dat sommige mensen die meerdere soorten medicijnen slikken voor geen enkele FKG boven de 180 uitkomen maar gezamenlijk wel. In de ziekenfondspopulatie bleek dit te gaan om 1,7%. Vanwege dit lage percentage, waarvan bovendien niet zeker is dat het ook voor de particuliere populatie zou gelden, is hiervoor niet gecorrigeerd. Overigens wordt een eventuele lage prevalentie toch gecompenseerd via de herweging naar de verzekerdenraming (zie paragraaf 5). Bij de definitie van de FKG voor kanker kon Vektis nog geen gebruik maken van de bijgewerkte lijst van CVZ, welke duidelijk af van die uit het onderzoek. In de ziekenfondspopulatie bleek dit te leiden tot 9% minder verzekerden ingedeeld bij de FKG voor kanker. Om dezelfde reden als genoemd in de vorige voetnoot ten aanzien van de psychische FKG, is hiervoor niet gecorrigeerd. Ten opzichte van WOR229 (Deel V) is de set van verklarende variabelen in de onderliggende logistische regressies uitgebreid met dummies voor de 15 verzekeraars (en die zijn vervolgens op het gemiddelde gezet bij het schatten van de FKG-kansen voor de negen andere verzekeraars). Zodoende wordt beter rekening gehouden met verzekeraarspecifieke patronen. 18

19 van zo n aanpak is dat we het vereveningsmodel kunnen schatten op een (veel) grotere groep van particulier verzekerden, waarmee het een betere weerspiegeling zal geven van de kostenpatronen in de totale populatie. 16 Zouden we de 9 bedoelde verzekeraars geheel buiten beschouwing laten, dan zou het aantal particuliere verzekerden beschikbaar voor doorrekening van het vereveningsmodel, dalen van 4,3 miljoen naar 3,4 miljoen. Voor de 15 andere particuliere verzekeraars is deze FKG-simulatie ook uitgevoerd, namelijk voor hun verzekerden die volgens de STAT-gegevens wél farmaciekosten hebben maar die in het geheel niet voorkomen in de FIS-data. Deze FKG-simulatie op individuniveau komt in de plaats van de ophogingen van FKG-prevalenties die Vektis per verzekeraar heeft berekend (WOR193). 4.2 DKG s De DKG s in het vereveningsmodel van 2006 zijn gebaseerd op een selectie (circa 35%) van de ontslagdiagnosen (ICD-codering) van ziekenhuisopnamen in het voorgaande jaar, die via een omweg vanuit de Landelijk Medische Registratie (LMR) aan de administraties van zorgverzekeraars worden gekoppeld, alsmede op een viertal nevenverrichtingen in datzelfde jaar die wijzen op de aanwezigheid van ernstige, chronische aandoeningen. De invoering van Diagnose Behandel Combinaties (DBC s) per 2005 maakt het noodzakelijk DKG s voor het risicovereveningsmodel 2007 op een andere manier af te leiden. Hiertoe heeft Prismant een onderzoek uitgevoerd waarin op (met name) medisch inhoudelijke gronden een relatie is gelegd tussen informatie over ICD s en behandelend specialismen in de LMR enerzijds en DBC informatie anderzijds (WOR098). Dit onderzoek heeft een tabel opgeleverd welke per combinatie van specialisme en ICD een diagnosegroep aangeeft, aangeduid met Ndxgroep. Deze vertaal -tabel sluit zo goed als mogelijk aan op enerzijds de oude Dxgroepen, waaruit via clustering op vervolgkosten de DKG s zijn samengesteld, en anderzijds op de DBC s. Met deze tabel kon ruim 85% van de ziekenhuisopnamen die in 2002 hebben geleid tot een indeling in een Dxgroep en die dus meetellen binnen de DKG-systematiek ook ingedeeld worden in een Ndxgroep. De vertaaltabel maakt het mogelijk om in de ex ante situatie bij de be- 16 In beginsel is bij de simulatie uitgegaan van onafhankelijkheid van de FKG s. Vanwege de grote invloed van (farmacie-) kosten op de kans om bij een FKG te worden ingedeeld, leidde dit voor een beperkt aantal verzekerden tot erg veel (tot 10) FKG s. Handmatig is dit rechtgezet. 19

20 paling van de normbedragen van het risicovereveningsmodel 2007 op data uit het pre-dbc tijdperk uit te gaan van informatie die in de LMR beschikbaar is (ICD s en specialismen), terwijl men in de ex post situatie bij de uiteindelijke vaststelling van de vereveningsbijdragen voor de zorgverzekeraars kan werken met DBC informatie. Deelrapportage I van WOR116a beschrijft de rangordening van de 139 Ndxgroepen op basis van oplopende meerkosten, en de clustering ervan in 13 NDKG s (voor: Nieuwe DKG s), voor ziekenfonds- en particulier verzekerden tezamen. De Ndxgroepen en meerkosten hebben daarbij betrekking op 2002 respectievelijk De vraag is of deze rangordening en clustering nog voldoet, nu we werken met een andere kostendefinitie namelijk: geen DBC-correcties en een andere FKG-systematiek te weten: drie extra FKG s en meetellen van meervoudige FKG s. Om deze vraag te beantwoorden hebben we de betreffende analyse van WOR116a opnieuw uitgevoerd op de nieuwe en bewerkte data van De bevindingen waren globaal (WOR230a): de correlatie tussen de gemiddelde meerkosten 2003 per Dxgroep van Appendix B Deel II van WOR116a en de overeenkomstige cijfers van 2004, bedroeg 0,96 (de rangcorrelatie was 0,94); voor de 36 Dxgroepen die te maken hebben met kanker was dit cijfer 0,88 (rangcorrelatie: 0,92), doch als we Dxgroepen met minder dan waarnemingen weglieten, was dat weer 0,96 (rangcorrelatie: 0,98). Gezien deze hoge correlaties is er, mede vanwege de huidige transitieperiode voor wat betreft DBC s, van afgezien een nieuwe clustering te implementeren. 4.3 Regioclusters APE heeft op basis van de naar viercijferige postcodes geaggregeerde gegevens over kosten en normkosten een nieuwe clustering van postcodes in 10 groepen gemaakt (zie Deelrapportage III van WOR230a). De normkosten zijn in principe berekend met het vereveningsmodel van 2007 dus inclusief de drie nieuwe FKG s en inclusief meervoudige FKG s, doch exclusief de regioclustering en niet gecorrigeerd voor HKV. In verband met het verschil in kosten dat blijft bestaan tussen (voormalig) ziekenfonds en (voormalig) particulier, ook nadat rekening is gehouden met alle vereveningskenmerken in het nieuwe risicovereveningsmodel, is besloten om in het model voor 2007 evenals 2006 een interactie op te nemen tussen de 10 regioclusters en de verzekeringssector (ziekenfonds 20

21 dan wel particulier). Dit hybride regiocriterium komt erop neer dat voor ziekenfonds en particulier 10 afzonderlijke normbedragen voor de regioclustering moeten worden berekend; in totaal dus 20 in plaats van 10, zoals tot nu toe. 4.4 Aard van het inkomen Net als voor 2006, onderscheidt het risicovereveningsmodel voor 2007 risicogroepen op basis van de aard van het inkomen en leeftijd. Binnen de leeftijdsgroep van 15 tot en met 64 jaar zijn vijf groepen van inkomenstrekkers gedefinieerd: WAO, WW, bijstand, zelfstandig, en degenen in loondienst tezamen met verzekerden zonder inkomen in deze leeftijdsgroep. Omdat dit vereveningskenmerk vier leeftijdsgroepen onderscheidt (15 34, 35 44, en jaar), betekent dit 5 x 4 = 20 risicogroepen. Degenen jonger dan 15 jaar of ouder dan 64 vormen de 21-ste risicogroep. In de analysedata van 2004 kan de definitie van dit vereveningskenmerk voor ziekenfondsverzekerden worden gebaseerd op de informatie over de verzekeringsgrond. Voor particulieren is soortgelijke informatie nooit vastgelegd in de administraties van de verzekeraars. In de Overall Toets van vorig jaar (WOR116b) is dit vereveningskenmerk daarom op individuniveau gesimuleerd. Dit jaar konden we beschikken over feitelijke informatie met betrekking tot WAO- en WW-uitkeringen in 2004, verkregen via een (geanonimiseerde) koppeling met UWV-gegevens. Voor de definitie van de aard van het inkomen van particulier verzekerden is als volgt te werk gegaan: de 21-ste risicogroep is gedefinieerd op basis van leeftijd; WAO en WW zijn bepaald vanuit de UWV-gegevens (zie WOR230a); we nemen aan dat zich praktisch geen bijstandstrekkers bevinden in de particuliere populatie; voor de risicogroep zelfstandigen is een simulatieprocedure toegepast, bestaande uit vier stappen: 1. Een logistische regressie is toegepast op de subpopulatie van hoofdverzekerden jaar ingeschreven bij een ziekenfonds in 2004, met als te verklaren variabele ja/nee zelfstandig en als verklarende variabelen: leeftijd x geslacht, OAD-indeling van de postcode, en de totale ziektekosten in 2004, afgekapt op euro. Reden om in deze regressie ziektekosten op te nemen, is dat anders het verband tussen kosten en zelfstandig, dat redelijk sterk is zoals bekend uit de ziekenfondssector, voor een belangrijk deel verloren zou gaan in de particuliere gegevens waarop het risicover- 21

22 eveningsmodel mede wordt geschat. Daardoor zou het effect van deze risicogroep ten onrechte verwateren. 2. De resulterende coëfficiënten van stap (1) zijn gebruikt om in het STAT-bestand 2004 voor elk van de particuliere hoofdverzekerden in de leeftijd van 15 tot en met 64 jaar een eerste schatting van de kans op zelfstandig te maken. 3. Uit de CVZ-verzekerdenraming 2006 is per leeftijd/geslacht en verzekeraar het percentage zelfstandigen bepaald en daarmee zijn de kansen van stap (2) geijkt. 4. Ten slotte heeft voor elke particuliere hoofdverzekerde een random toewijzing van zelfstandig plaatsgevonden, uitgaande van de geschatte en geijkte kans voor dat individu uit stap (3). De logistische regressie van stap (1) geeft voor 71,4% van de hoofdverzekerden in de relevante ziekenfondspopulatie een correcte voorspelling van het al dan niet zelfstandige zijn. Bij particuliere hoofdverzekerden die we op deze manier aan meer dan één van de drie inkomensbronnen toewijzen, is de volgorde WAO WW zelfstandig aangehouden. 22

23 5 HERWEGING, OPHOGING, REMGELDEFFECTEN EN HKV-POOL 5.1 Inleiding Het vereveningsmodel 2007 onderscheidt de volgende 114 risicogroepen: leeftijd x geslacht: indeling in 18 leeftijdsgroepen van 5 jaar elk, plus een open categorie voor 90 jaar en ouder (in totaal 19x2 = 38 risicogroepen); FKG s: de 20 van het vereveningsmodel van 2006 plus nog 3 nieuwe, aangevuld met de groep van de verzekerden die niet zijn ingedeeld bij een FKG (21 risicogroepen); DKG s aangepast aan DBC s, aangevuld met een groep voor degenen die niet zijn ingedeeld (14 in totaal); 10 APE-regioclusters gebaseerd op WOR230a, apart voor ziekenfonds en particulier (20 groepen in totaal); aard van het inkomen x leeftijd: WAO, WW, bijstand, zelfstandig en loondienst plus medeverzekerden tussen 15 en 65 jaar, onderscheiden naar vier leeftijdsgroepen, plus degenen jonger dan 15 dan wel ouder dan 64 jaar (21 groepen). Een belangrijke verandering ten opzichte van het model van 2006 is natuurlijk dat een verzekerde nu bij meerdere FKG s tegelijk kan meetellen, terwijl voorheen alleen de belangrijkste i.e.: gemiddeld duurste, qua vervolgkosten meetelde. Het onderstaande gaat achtereenvolgens in op de herweging van het analysebestand van WOR/STAT 2004 naar de populatiesamenstelling van 2007 (paragraaf 5.2); de ophoging van kosten van het datajaar 2004 naar het vereveningsjaar 2007 (5.3); de verwerking van de remgeldeffecten van de no-claimregeling (5.4); en de samenstelling van de HKV-pool (5.5). 5.2 Herweging Het mag duidelijk zijn dat de (verwachte) samenstelling van de (ex- )ziekenfondspopulatie in 2006 naar de bovengenoemde risicogroepen niet (precies) gelijk zal zijn aan die van 2004 zoals waargenomen in het WORbestand Dit geldt in nog veel sterkere mate voor de (ex-) particuliere populatie in 2007: het bruikbare deel van het STAT-bestand 2004 betreft circa 4,3 miljoen verzekerdenjaren terwijl het er feitelijk tegen de 6 miljoen zullen zijn. Om voor deze discrepanties te corrigeren, heeft CVZ voor beide populaties afzonderlijk verzekerdenramingen gemaakt, uit- 23

24 gaande van onder meer bevolkingsprognoses. Hiermee zijn de beschikbare databestanden herwogen. De verzekerdenraming van CVZ bestaat per populatie uit drie afzonderlijke indelingen van het (verwachte) aantal verzekerden, te weten: 1. naar leeftijd, geslacht, aard van het inkomen en regiocluster (1.180 subgroepen); 2. naar leeftijd, geslacht en FKG s (maximaal circa 0,5 miljoen subgroepen); naar leeftijd, geslacht en DKG s (168 subgroepen). 18 Voor de herweging van het WOR-bestand 2004 naar de verwachte samenstelling van de (ex-)ziekenfondspopulatie in 2007 is gebruikgemaakt van de zogenaamde RAS-methode (analoog voor particulier). De RASmethode, meer in detail beschreven in WOVM519 (Deel III), combineert bovengenoemde matrices tot één 23-dimensionale matrix (met in theorie maximaal subgroepen). Combinatie met de overeenkomstige matrix berekend op het WOR-bestand 2004 zelf, geeft vervolgens de benodigde gewichten per subgroep. Als we ten slotte de afzonderlijke waarnemingen in het WOR-bestand 2004 wegen met deze gewichten, dan leidt dat tot gewogen aantallen verzekerden die uitgesplitst naar elk(-e combinatie) van de zes vereveningscriteria exact overeenkomen met de ramingen. Dezelfde methode is toegepast voor de herweging van het STAT-bestand 2004 naar de verwachte samenstelling van de populatie van (ex- )particulier verzekerden in Bijna 99,99% van de subgroepen onderscheiden in de 23-dimensionale wegingsmatrix blijkt geen enkele waarneming uit de ziekenfondspopulatie te bevatten; voor de particuliere populatie is dit ruim 99,99%. Voor de overige subgroepen blijkt 98% van de gewichten voor de ziekenfondspopulatie tussen de 0,51 en 1,80 te liggen, en 90% tussen 0,77 en 1,38 (gewogen met de omvang van de subgroepen); deze marges komen globaal overeen met die gevonden in de Overall Toets van vorig jaar (WOR116b). Voor de particuliere populatie zijn de genoemde cijfers 1,04 en 2,38 respectievelijk 1,13 en 1,88. Deze gewichten liggen flink lager dan in de Overall Toets van vorig jaar omdat het toen beschikbare STATbestand van 2003 met circa 3,1 miljoen verzekerdenjaren werd herwogen Afgezien van diabetes kan een verzekerde al dan niet ingedeeld zijn bij 17 FKG s, zodat 2 17 = subgroepen worden onderscheiden. De drie diabetes-fkg s leiden vervolgens nogeens tot een verviervoudiging van dit aantal, waardoor we uitkomen op Voor indeling (1) is leeftijd opgesplitst in de 19 vijfjaarsgroepen die ook in het vereveningsmodel zelf worden onderscheiden; voor indelingen (2) en (3) zijn zes groepen van 15 jaar gebruikt omdat anders de aantallen waarnemingen per cel te klein zouden worden. 24

25 naar de volledige populatie van alle bijna 6 miljoen particulieren. Het nu beschikbare STAT-bestand van 2004 bevat ongeveer 4,3 miljoen verzekerdenjaren. 5.3 Ophoging Na de koppeling van het WOR/STAT-bestand 2004 aan de gewichten uit de 23-dimensionale wegingsmatrices zijn de gewogen gemiddelde kosten per verzekerdenjaar berekend voor de onderscheiden zorgvormen. De verhoudingen ten opzichte van de overeenkomstige cijfers van het Macro- PrestatieBedrag (MPB) nog zonder aftrek van de verwachte remgeldeffecten van de no-claim geven de ophoogfactoren (Tabel 1). Tabel 1 laat zien dat de ophoogfactoren variëren tussen 0,92 voor paramedische zorg en 1,21 voor hulpmiddelen. Bij deze soms forse ophoogfactoren dient men te bedenken dat er drie jaren liggen tussen de data waarop we het model schatten namelijk 2004 en het jaar waarop het geschatte model van toepassing zal zijn Daar tegen over staat dat het kostenniveau zoals waargenomen in het bewerkte WOR/STATbestand van 2004 al flink is opgetrokken door de herweging naar de verzekerdenraming van

26 Tabel 1 Ophoogfactoren van WOR/STAT 2004 (na alle bovengenoemde selecties, correcties en bewerkingen, en gewogen met de CVZverzekerdenraming) naar MPB 2007 (bedragen in euro) a Bedragen, gemiddeld per verzekerdenjaar Ophoogfactoren WOR/STAT- MPB Ziekenvervoer 30,85 32,16 1,04 Huisartsenzorg 99,20 110,42 1,11 Paramedische zorg 26,69 29,40 1,10 Farmacie 311,43 328,97 1,06 Verloskunde 6,63 8,00 1,21 Kraamzorg 15,95 17,98 1,13 Hulpmiddelen 71,96 83,92 1,17 Tandartsenzorg 27,47 26,67 0,97 Specialist (vrijgevestigd) 129,96 123,23 0,95 Ziekenhuiszorg-variabel b 523,93 540,51 1,03 Ziekenhuiszorg-vast 311,16 282,38 0,91 a De gemiddelde bedragen van MPB 2007 zijn berekend door de macrobedragen zonder aftrek van de remgeldeffecten vermeld in de Regeling beschikbare middelen verstrekkingen en vergoedingen 2007 (Bijlage 2) te delen door het aantal verzekerden voor 2007 zoals geraamd door CVZ: b Inclusief kosten van specialisten in loondienst. 5.4 Remgeldeffecten De laatste stap in de bewerking van het WOR/STAT-bestand 2004 betreft de verwerking van de remgeldeffecten per zorgvorm welke VWS verwacht als gevolg van de no-claimregeling. Deze regeling behelst een teruggaaf achteraf van maximaal 255 euro als een premieplichtige verzekerde geen zorgkosten maakt in VWS heeft de verwachte remgeldeffecten vastgesteld, op basis van eerdere berekeningen van het CPB (Tabel 2). Omdat de no-claim geen betrekking heeft op huisartsenzorg, verloskunde en kraamzorg, zijn de remgeldeffecten voor deze vormen van zorg per definitie 0. 26

27 Tabel 2 Verwachte remgeldeffecten 2007 per zorgvorm a In mln. In euro, per (volwassen) verzekerdenjaar b Ziekenvervoer 0 0,00 Huisartsenzorg 0 0,00 Paramedische zorg 7,6 0,60 Farmacie 60,9 4,81 Verloskunde 0 0,00 Kraamzorg 0 0,00 Hulpmiddelen 15,2 1,20 Tandartsenzorg 0 0,00 Specialist (vrijgevestigd) 38,0 3,00 Ziekenhuiszorg-variabel c 90,0 7,10 Ziekenhuiszorg-vast d 47,0 3,71 Totaal 258,7 20,41 a Macrobedragen afkomstig uit bijlage 2 van de Regeling beschikbare middelen verstrekkingen en vergoedingen b Volgens de CVZ-verzekerdenraming zijn er in verzekerden van 18 jaar of ouder. c Inclusief specialisten in loondienst. d Omdat ziekenhuiszorg-vast geen rol speelt in het hier beschouwde normatieve deel van het risicovereveningsmodel, komt het bijbehorende remgeldeffect niet terecht in de normbedragen. Conform de procedure bij de berekening van de normbedragen voor het vereveningsmodel 2006, zijn de remgeldeffecten via vaste bedragen per verstrekking in de kosten van elke volwassen verzekerde verwerkt. Deze bedragen staan vermeld in de laatste kolom van Tabel HKV-pool Op basis van het herwogen en opgehoogde WOR/STAT-bestand 2004 en na verwerking van de verwachte remgeldeffecten, is ten slotte de omvang van de HKV-pool berekend bij de door VWS vastgestelde HKV-drempel van euro. 19 Naar verwachting zal 7,1% van de kosten van de overige prestaties de HKV-pool terechtkomen (was vorig jaar 5,8%); voor zieken- 19 Voor alle duidelijkheid: 90% van de kosten van een individuele verzekerde die boven de euro uitkomen in 2007 kan de verzekeraar ten laste brengen van de HKV-pool. Daarbij gaat het om de kosten van overige prestaties plus ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialist). De HKV-pool wordt gefinancierd door landelijk gelijke procentuele inhoudingen op de normatieve kosten voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel. Opsplitsing van de HKVpool vindt per individuele verzekerde plaats door de te polen kosten naar rato te verdelen over de kosten voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel. 27

28 huiszorg-variabel (inclusief specialistenhulp) is dat 20,9% (was: 19,7%). Het gaat om 1,5% van alle verzekerden (was: 1,3%). Een belangrijke reden dat er nu in totaal meer kosten en meer verzekerden worden gepoold, is dat de HKV-drempel gelijk is gebleven terwijl uiteraard het kostenniveau is gestegen. Evenals bij de Overall Toets voor het vereveningsmodel 2006 (WOR116b) geeft Tabel 3 een beeld van het aantal verzekerden ingedeeld bij een FKG of DKG waarvan de kosten deels in de HKV-pool terechtkomen. Tabel 3 Per FKG en DKG het percentage verzekerden dat boven de HKV-drempel uitkomt, WOR/STAT-bestand 2004, herwogen en opgehoogd naar 2007 FKG Omschrijving % in HKV-pool DKG % in HKV-pool 0 Geen FKG 0,7 0 1,1 1 Glaucoom 5,6 1 7,2 2 Schildklieraandoeningen 4,5 2 10,4 Nieuw Psychische aandoeningen 3,8 3 12,6 3 Hoog cholesterol 5,7 4 11,7 4 Diabetes type IIb 5,6 5 16,3 5 Cara 6,9 6 19,7 6 Diabetes type IIa 7,4 7 24,7 7 Epilepsie 6,9 8 31,9 8 Ziekte van Crohn/Colitus Ulcerosa 7,3 9 32,9 9 Hartaandoeningen 12, ,9 10 Reuma 15, ,8 11 Parkinson 13, ,2 12 Diabetes type I 10, ,6 13 Transplantaties 21, Cystic fibrosis/pancreas 28, Aand. van hersenen / ruggemerg 49, Nieuw Kanker 46, HIV/AIDS 55, Nieraandoeningen 62, Nieuw Groeihormonen 73,9 Totaal 1,5 Totaal 1,5 Zoals verwacht mag worden, zijn de percentages HKV-ers in FKG0 en DKG0 het laagst, en lopen ze vervolgens vrijwel monotoon en geleidelijk naar beneden op. Binnen de FKG voor groeihormonen blijkt 73,9% van de 28