Berekening normbedragen risicovereveningsmodel 2006

Transcriptie

1 Bijlage 8 Berekening normbedragen risicovereveningsmodel 2006 R.C.J.A. van Vliet 1. Inleiding Deze deelrapportage beschrijft de berekening van de normbedragen voor het risicovereveningsmodel 2006, en presenteert de uitkomsten. Daarbij is met name gebruik gemaakt van de bevindingen en uitkomsten van Deelrapportages I tot en met IV, alsmede van de besluiten ten aanzien van de vormgeving van het model die mede op basis daarvan in diverse gremia zijn genomen. Uitgangspunt vormen de bestanden met verzekerden- en schade-informatie over 2003 die 21 ziekenfondsen (bijna 100% van de markt) en 13 particuliere verzekeraars (ruim 50% van de markt) in het kader van de WOVM 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 WOVM / STATbestand 2003, is in het kader van de Overall Toets 2006 gecorrigeerd, bewerkt en aangevuld. Daarna is het resulterende databestand herwogen naar de verzekerdenraming van CVZ voor 2006, en vervolgens zijn de kosten voor negen zorgvormen apart opgehoogd door de gewogen gemiddelden te vergelijken met de overeenkomstige gemiddelden van de Macro-PrestatieBedragen (MPB) van 2006, vastgesteld door VWS. Als laatste stap voorafgaand aan de feitelijke berekening van de normbedragen, zijn de door VWS verwachte remgeldeffecten van de no-claimregeling in de kosten van volwassen verzekerden verwerkt. Een apart onderdeel van deze deelrapportage betreft de normering van de no-claimregeling welke met ingang van 2006 van toepassing is. In het onderstaande wordt eerst kort aangegeven welke selecties en correcties wij op de oorspronkelijke, door Vektis aangeleverde bestanden over 2003 hebben toegepast (paragraaf 2). Dan komen de bewerking van kosten (paragraaf 3) en van verdeelcriteria (paragraaf 4) aan bod, waarna de herweging, ophoging en verwerking van remgeldeffecten in paragraaf 5 worden beschreven. Deze deelrapportage besluit met een korte toelichting op de uiteindelijk berekende normbedragen, zowel die voor het risicovereveningsmodel 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 deelrapportages I, II en IV; dit is met opzet gedaan zodat onderhavige deelrapportage in principe het gehele traject beschrijft waarlangs we van de door Vektis aangeleverde bestanden over 2003 zijn gekomen tot het uiteindelijke databestand waarop de normbedragen voor 2006 zijn berekend. 1

2 2. Selecties en correcties 2.1. ZIekenfondsverzekerden Net als bij de Overall Toets van vorig jaar (WOVM694) was het dit jaar 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 2003; qua aantal verzekerden kwam de dekkingsgraad daarmee uit op 99,97%. Voor 2003 was voor het eerst per verzekerde per verstrekking bekend hoeveel kosten zijn gemaakt gedurende perioden van vertraagde aanmelding. Deze kosten in totaal ca. 165 miljoen euro 1 zijn opgeteld bij het reguliere bestand van WOVM2003; dit gaat om ca verzekerden. 2 De inschrijfduur van de betreffende verzekerden is hiervoor aangepast, wat ruim extra verzekerdenjaren opleverde. Het WOVM-bestand 2003, dat 10,7 miljoen records bevat van personen die gedurende 2003 één of meer dagen zijn ingeschreven geweest bij een ziekenfonds, representeert daarmee 10,2 miljoen verzekerdenjaren. Om diverse redenen heeft Vektis hiervan ca records met ca verzekerdenjaren afgekeurd. 3 Deze zijn daarom bij de berekening van de normbedragen 2006 buiten beschouwing gelaten. Hetzelfde geldt voor bijna 150 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 Particulier verzekerden De gegevens van particulier verzekerden over 2003 die in dit onderzoek zijn gebruikt, komen uit het STAT-informatiesysteem van Vektis. Het betreft schade- en verzekerdeninformatie van bijna 5 miljoen verzekerden van 29 particuliere verzekeraars, waaronder de vier 1 Feitelijk: ca 175 miljoen euro, daarvan heeft 10 miljoen echter betrekking op verzekerden die in het geheel niet in het WOVM-bestand 2003 zitten, zodat veelal essentiële verzekerdenkenmerken leeftijd, geslacht, postcode, verzekeringsgrond, inschrijfduur onbekend zijn. De betreffende records zijn daarom geheel buiten beschouwing gelaten. 2 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). 3 Een toelichting op de controles en correcties die Vektis heeft uitgevoerd wordt gegeven in Hull en Suurenbroek (2005). 2

3 publiekrechtelijke verzekeraars (DGPV, IZA, IZR en IZA / AZ). Om deze gegevens bruikbaar te maken voor de onderhavige analyses, diende een aantal bewerkingen te worden uitgevoerd, analoog aan de bewerkingen die Vektis zelf heeft uitgevoerd op het STATbestand van 2002 (zie WOR048 voor een beschrijving): correctie van de schades voor paramedische hulp en kunst- en hulpmiddelen omdat de dekking hiervoor in de Zvw minder uitgebreid is dan in de meeste particuliere polissen (Vektis heeft hiervoor correctie-bestanden aangeleverd; zie WOR087); correctie voor uitloopschade, i.e. de schade met betrekking tot in 2003 uitgevoerde medische behandelingen die naar verwachting nog na het derde kwartaal van 2004 het peilmoment van de beschikbare data van STAT-2003 bij de verzekeraars is binnengekomen (Vektis heeft hiervoor correctiefactoren aangeleverd, per leeftijdsgroep en voor de privaat- en publiekrechtelijke sectoren afzonderlijk; zie WOR087); schades op aanvullende verzekeringen zoveel als mogelijk optellen bij de bijbehorende basispolissen (voor de relevante schadesoorten gaat dit om gemiddeld ca. 5 euro per verzekerde); benaderen van de inschrijfduur van verzekerden op basis van het patroon in de vier kwartalen van 2003 waarvan de verzekerde op de eerste dag stond ingeschreven (volgens de door Vektis beschreven methode in WOR048); schades op records van verzekerden die kennelijk op de eerste dag van geen enkel kwartaal van 2003 waren verzekerd, voor zover mogelijk optellen bij de bijbehorende polissen (dit betrof veelal situaties waarin het polisnummer was gewijzigd); vaststellen van de hoogte van het eventuele eigen risico voor al degenen die verzekerd staan op dezelfde polis (dit gegeven was nodig om correcties voor remgeldeffecten uit te kunnen voeren; Vektis heeft hiervoor per polis het eigen risicobedrag aangeleverd); buiten beschouwing laten van de schadesoorten overig (o.a. alternatieve geneeswijzen, buitenland en niet toe te rekenen kosten), tandarts orthodontie, specialist orthodontie en thuiszorg omdat deze niet onder de dekking van de Zvw vallen. Verder zijn de volgende groepen van verzekerden buiten beschouwing gelaten: ca verzekerden met een onbekende verzekeringssoort; ca verzekerden met schade in 2003 ingeschreven in 2003, maar een geboortedatum in 2004; actieve militairen verzekerd bij SZVK: deze vallen niet onder de Zvw; ca verzekerden met postcode 0 of 1: hiervoor is het regiocluster niet vast te stellen; ca verzekerden met negatieve schade voor ziekenhuiszorg (analoog aan het afkeuren van zulke verzekerdenrecords door Vektis in de ziekenfondsbestanden). 3

4 Uiteindelijk blijven hiermee records over die verzekerdenjaren vertegenwoordigen. Vanwege het ontbreken van FKG-gegevens is hiervan uiteindelijk nog eens ongeveer eenderde afgevallen (zie verderop). 3. Bewerking kosten 3.1. Inleiding Binnen het risicovereveningsmodel wordt onderscheid gemaakt tussen de kosten van overige prestaties, ziekenhuiszorg-variabel en ziekenhuiszorg-vast. Ten behoeve van onderhavige berekeningen zijn de overige prestaties 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; 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. Voor onderhavige berekeningen wordt laatstgenoemde kostenpost meestal apart beschouwd doch in het vereveningsmodel komt hij niet zelfstandig voor maar altijd opgeteld bij ziekenhuiszorg-variabel. Na toepassing van de boven beschreven selecties en correcties zijn diverse bewerkingen op de schadegegevens in het resulterende WOVM / STAT-bestand 2003 uitgevoerd: simulatie van de huisartskosten 2006 vanwege de veranderde bekostiging van huisartsenzorg; opsplitsing van de kosten van ziekenhuiszorg in een vast en een variabel deel; toepassing van correctiefactoren op de kosten van ziekenhuiszorg vanwege de invoering van DBC s; toepassing van correctiefactoren vanwege de pakketmaatregelen per 2004 in de ZFW; toewijzen van de kosten van flexizorg aan de reguliere zorgvormen (dit geldt alleen voor ziekenfondsverzekerden); bewerking van tandartskosten vanwege de beperktere dekking in de Zvw (alleen voor particulier verzekerden); 4

5 ophoging van de kosten vanwege remgeldeffecten en ontbrekende kosten in geval van eigen risico s (alleen voor particulieren) Huisartsbekostiging Wat betreft de huisartskosten bevat Appendix A van Deelrapportage II een uiteenzetting van de wijze waarop de in het WOVM / STAT-bestand 2003 waargenomen kosten zijn vertaald naar de nieuwe bekostigingssystematiek van Daarbij zijn de desbetreffende afspraken verwerkt van 14 juli 2005 tussen LHV, ZN en VWS. Ten opzichte van Deelrapportage II is voor onderhavige berekening van de normbedragen 2006 nog een correctie aangebracht: het verschil in aantal consulteneenheden tussen ziekenfonds en particulier is waarschijnlijk groter dan het verschil in consulten waarvan in de berekeningen tot nu toe werd uitgegaan, daardoor de feitelijke huisartskosten van ziekenfondsverzekerden vanaf naar verwachting hoger liggen en die van particulier verzekerden lager dan tot nu toe voorzien. Ten opzichte van de huidige huisartsbekostiging resulteren de nieuwe berekeningen in een kostenverschuiving van ziekenfonds naar particulier van 3,7 euro, gemiddeld per verzekerdenjaar (prijsniveau 2003); dit was nog 9,4 euro in Deelrapportage II Ziekenhuiszorg Prismant heeft voor alle verzekerden vertegenwoordigd in het WOVM-bestand 2003 een opsplitsing gemaakt van de kosten van ziekenhuiszorg, inclusief nevenverrichtingen en specialisten in loondienst, in een vast en een variabel deel (WOR091). Dit is ook gebeurd voor het STAT-bestand 2003 (WOR091). Deze gegevens zijn gekoppeld aan WOVM / STAT-2003 en verder gebruikt ter vervanging van de kosten ziekenhuiszorg DBC s 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 teweeg zal brengen tussen patiëntengroepen. Prismant heeft een set van leeftijd- en geslachtspecifieke correctiefactoren berekend zodat we de kosten in het WOVM / STAT-bestand 2003 in ieder geval kunnen corrigeren voor verschuivingen tussen 4 Conform de berekeningen van VWS gaan we nu uit van 4,04 consulteenheden voor ziekenfondsverzekerden (dat was voorheen: 3,67 consulten; zie Appendix A van Deelrapportage II) en 2,81 voor particulier verzekerden (was: 3,07). Om op macroniveau weer goed uit te komen, is tegelijk het in de berekeningen gehanteerde consulttarief verlaagd van 9,79 naar 9,41 euro (prijsniveau 2003). 5

6 de betreffende groepen. Onderscheid is gemaakt naar de bekende 19x2 leeftijd- en geslachtgroepen. We hebben gerekend met de correctiefactoren gepresenteerd in WOR097, Bijlage 3, hetgeen impliceert dat is gecorrigeerd voor de (verwachte) schadelastverschuivingen met betrekking tot ziekenhuiszorg inclusief specialisten in loondienst en inclusief de zorg van vrijgevestigde specialisten. In afwijking hiervan hebben wij de merkwaardigerwijs: negatieve 5 correcties voor de groep 0 4 jaar op 0 gezet, dat wil zeggen: geen verandering ten opzichte van de huidige kosten Pakketmaatregelen Per januari 2004 zijn een zevental beperkingen doorgevoerd in het ziekenfondspakket. De (verwachte) kostenconsequenties van deze pakketmaatregelen dienen verwerkt te worden in het WOVM / STAT-bestand 2003 omdat ze ook voor de Zvw gelden en daarmee gevolgen hebben voor de normbedragen van het risicovereveningsmodel In de Overall Toets van vorig jaar (Deel V van WOVM694) zijn hiervoor correctiefactoren afgeleid, welke we ook hier hebben gebruikt. Onderstaande tabel geeft een overzicht. Tabel 1. Verwerking van zeven pakketmaatregelen (gebaseerd op Tabel 1, pagina 75 van WOVM694) Correctiefactor Beperking overig ziekenvervoer x Beperking fysiotherapie voor volwassenen 18 jaar: x Deel tandheelkunde uit pakket voor volwassenen 18 jaar: x IVF-behandelingen niet meer vergoed Loopt via subsidieregeling Medicatie 1 e IVF-behandeling niet meer vergoed Vrouwen 21 en 45 jaar: Anticonceptie vanaf 21 jaar niet meer vergoed farmacie x Zelfzorgmiddelen uit het pakket Farmacie x Omdat in het STAT-bestand 2003 de schades voor ambulance vervoer valt niet onder de pakketmaatregel voor vervoer en voor zittend vervoer valt er wel onder, niet zijn te onderscheiden, is voor particulier verzekerden een gewogen gemiddelde genomen van de correctiefactoren van 1 en 0,642, wat uitkwam op 0, Flexizorg (ziekenfonds) Met ingang van 2002 bevatten de WOVM-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 ZFW-verdeelmodel 2005 (WOVM694) is dit gebeurd door bij elk 5 Vanwege de zeer dure neonatale DBC s is de verwachting dat de kosten van in ieder geval 0-6

7 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 WOVM-bestand 2003 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) Tandarts (particulier) Zoals bekend is de dekking voor tandartsenzorg in de particuliere sector in het algemeen omvangrijker dan in de ziekenfondssector (zeker na de pakketmaatregelen van 2004), terwijl bovendien sprake is van aanzienlijke variatie tussen verzekeraars en (aanvullende) polissen. Om hiervoor te corrigeren is als volgt te werk gegaan: de kosten van tandheelkunde voor kinderen, jonger dan 18 jaar, zijn niet aangepast, dit, met het idee dat vanwege de Tandheelkundige Jeugdzorg (TJZ) de dekking tussen de particuliere verzekeraars onderling, en tussen de particuliere sector als geheel ten opzichte van de ziekenfondssector, geen grote verschillen zal laten zien (op sectorniveau bleken de gemiddelde kosten voor deze leeftijdsgroep inderdaad vrijwel gelijk te zijn). Omdat voor volwassenen de kosten in het STAT-bestand 2003 met een factor 17 bleken te variëren over de particuliere verzekeraars, zijn de tandartskosten van deze verzekerden vervangen door de gemiddelde kosten per leeftijd en geslacht vanuit de ziekenfondssector (welke uiteraard al sterk zijn gereduceerd door de pakketmaatregelen in de ZFW per 2004). De veronderstelling is dus dat particulier verzekerden wanneer ze in het kader van de Zvw dezelfde dekking krijgen voor tandheelkunde als ziekenfondsverzekerden, min of meer hetzelfde kostenpatroon zullen gaan vertonen Eigen risico s (particulier) De eigen bijdragen en eigen risico s in de particuliere sector leiden er enerzijds toe dat een (klein) deel van de ziektekosten buiten beeld van de verzekeraars blijven, en dus niet in het STAT-bestand 2003 zitten, terwijl anderzijds überhaupt minder zorg wordt geconsumeerd jarigen juist omhoog zullen gaan. 7

8 vanwege 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 6, 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% 7. Voor privaatrechtelijk verzekerden met een eigen risico met uitzondering van WTZ-ers zijn de ingeschatte effecten van remgeld plus ontbrekende kosten weergegeven in Tabel 2. De uiteindelijke ophoging bedroeg gemiddeld 4,9% van de totale kosten van deze groep van verzekerden. Voor WTZ-ers met een eigen risico van 106 euro (dit gaat om gezinnen; voor alleenstaanden was het eigen risico in euro, en de daarvoor ingeschatte ophoging is 0,02%) zou Tabel 2 een ophoging met 9% impliceren, wat in geld uitgedrukt blijkt neer te komen op gemiddeld globaal 250 euro, en dat lijkt wat veel, zeker ook in verhouding tot het eigen risicobedrag. Daarom is in de BOT-vergadering van 7 juli j.l. afgesproken om voor deze groep van WTZ-ers een zodanige procentuele ophoging te kiezen dat in absolute euro s het remgeldeffect gelijk uitkomt aan dat voor maatschappijpolissen in de eigen-risicocategorie van 75 tot 125 euro. Dit blijkt neer te komen op een procentuele ophoging van 2,45% (in plaats dus van de oorspronkelijke 9%). De ophogingen zijn toegepast nadat alle hiervoor beschreven bewerkingen waren uitgevoerd; daarbij zijn de kosten van het inschrijftarief voor huisartsen buiten beschouwing gelaten. 6 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. 7 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. 8

9 Totale ophoging (%) Tabel 2. Ophogingen i.v.m. ontbrekende kosten en remgeldeffecten bij eigen risico s (privaatrechtelijk verzekerden, inclusief IZA / AZ) Eigen risico % Ophoging voor ontbrekende % Ophoging voor kosten a remgeldeffecten b 0 euro c > a Berekend op basis van WOR027, Tabel 3. b Afgeleid uit de ingeschatte remgeldeffecten gepresenteerd in Tabel 3 van WOR112 (Deel I), welke op zich weer zijn gebaseerd op Van Vliet (2004). c In afwijking van deze tabel is voor WTZ-verzekerden met een eigen risico van 106 euro de ophoging vastgesteld op 2,45%; zie de tekst voor een toelichting. 4. Bewerking verdeelcriteria Naast bewerkingen van de kosten zijn voor 2006 ook een viertal aanpassingen van de verdeelcriteria van belang. Het gaat dan om de Farmaceutische Kosten Groepen (FKG s), de Diagnose Kosten Groepen (DKG s), de regioclustering en om de aard van het inkomen FKG s In het ZFW-verdeelmodel van 2005 spelen 12 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. Voor het risicovereveningsmodel 2006 zijn vijf extra FKG s onderzocht en gedefinieerd (WOR112, Deel III) zodat er nu in totaal 17 worden onderscheiden. Voor de onderhavige analyse van kosten in 2003 konden de FKG s van de ruim 10 miljoen ziekenfondsverzekerden rechtstreeks worden vastgesteld op basis van het zogenaamde FIS-bestand van 2002 van Vektis, waarin per recept onder andere de afleverdatum, de kosten, het soort medicijn, het standaard gebruik per dag (DDD) en de omvang van de aflevering zijn opgenomen, alsmede uiteraard het verzekerdenidentificatienummer. Voor particulier verzekerden bleken over 2002 geen FIS-gegevens voorhanden van 16 van de 29 verzekeraars waarvan schade- en verzekerdeninformatie over 2002 beschikbaar zijn. Gezien het grote belang van FKG s in de onderhavige analyses was de consequentie 9

10 hiervan dat ca. eenderde van de verzekerden afviel, zodat we verder moesten met de records van 3,1 miljoen verzekerdenjaren. Een probleem hierbij is verder dat voor particulier verzekerden de aansluiting tussen receptinformatie in FIS en farmaciekosten in het STAT-bestand 2003 te wensen overlaat, met als gevolg dat een deel van de FKG s ontbreekt. Vektis heeft hiervoor ophogingsgewichten bepaald, per verzekeraar en per FKG (WOR106) welke wij in het hier geanalyseerde WOVM / STAT-bestand 2003 hebben aangebracht. Bijkomend gevolg is dat de gemiddelde gewogen kosten omhoog gaan terwijl ook het gewogen aantal verzekerden stijgt; beide effecten zijn ongewenst: er zijn immers geen kosten of verzekerden bijgekomen. Dit is rechtgetrokken door per verzekeraar de kosten van mensen zonder FKG te verlagen en hen een gewicht kleiner dan 1 mee te geven, zodanig dat de gewogen kosten en gewogen aantallen per verzekeraar exact overeenkomen met de ongewogen cijfers DKG s De DKG s in het ZFW-verdeelmodel van 2005 zijn gebaseerd op een selectie (ca. 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 2006 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 kan ruim 85% van de ziekenhuisopnamen die in 2002 hebben geleid tot een indeling in een Dxgroep en die dus meetellen binnen de DKGsystematiek ook ingedeeld worden in een Ndxgroep. De vertaaltabel maakt het mogelijk om in de ex ante situatie bij de bepaling van de normbedragen van het risicovereveningsmodel 2006 op data uit het pre-dbc tijdperk uit te gaan van informatie die in de LMR beschikbaar is (ICD s en specialismen), terwijl in de ex post situatie bij de uiteindelijke vaststelling van de vereveningsbijdragen voor de zorgverzekeraars gewerkt kan worden met DBC informatie. 10

11 Deelrapportage I beschrijft de rangordening van de 139 Ndxgroepen op basis van oplopende vervolgkosten en de clustering ervan in 13 NDKG s (voor: Nieuwe DKG s), voor ziekenfonds- en particulier verzekerden tezamen. Onderhavige Overall Toets maakt uiteraard gebruik van deze vernieuwde DKG s 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 onderhavige bundel). De normkosten zijn in principe bepaald via model 7 van Deelrapportage II, doch exclusief de regioclustering en niet gecorrigeerd voor HKV. In verband met het verschil in kosten dat blijft bestaan tussen ziekenfonds en particulier, ook nadat rekening is gehouden met alle verdeelcriteria in het vereveningsmodel, is besloten (WOR109) om het model voor 2006 uit te breiden met een interactie tussen de 10 regioclusters en de verzekeringssector (ziekenfonds dan wel particulier). Dit 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 Aard van het inkomen In het ZFW-verdeelmodel van 2005 zijn 25 risicogroepen onderscheiden op basis van de verzekeringsgrond van de hoofdverzekerde WAO, WW, bijstand, loondienst, zelfstandig, AOW en leeftijd. Dit verdeelkenmerk vervalt echter met de invoering van de Zvw, die in principe betrekking heeft op de hele Nederlandse bevolking. Om toch zo goed mogelijk rekening te houden met de reëel bestaande verschillen in ziektekosten tussen de betreffende SES-groepen, komt de aard van het inkomen daarvoor in de plaats. Dit verdeelcriterium onderscheidt binnen de leeftijdsgroep van 15 tot en met 64 jaar vijf groepen van inkomenstrekkers: WAO, WW, bijstand en zelfstandig, met daarnaast degenen in loondienst tezamen met verzekerden zonder inkomen in deze leeftijdsgroep. Omdat zoals gebruikelijk vier leeftijdsgroepen worden onderscheiden (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. 11

12 In het WOVM-bestand 2003 is definitie van genoemde risicogroepen geen probleem; dat geldt wél voor het STAT-bestand 2003: de betreffende informatie is simpelweg nooit vastgelegd. Om dit te ondervangen is voor particulier verzekerden als volgt te werk gegaan: 8 de 21-ste risicogroep is gedefinieerd op basis van leeftijd; we nemen aan dat zich praktisch geen bijstandstrekkers bevinden in de particuliere populatie; voor WAO, WW en zelfstandig is elk afzonderlijk een simulatieprocedure toegepast, bestaande uit vier stappen, hier beschreven voor WAO: 1. Een logistische regressie is toegepast op de subpopulatie van hoofdverzekerden jaar uit het WOVM-bestand 2003, met als te verklaren variabele ja / nee WAO-uitkering en als verklarende variabelen: leeftijd x geslacht, OAD-indeling van de postcode, en de totale ziektekosten in 2003, afgekapt op euro. Reden om in deze regressie ziektekosten op te nemen, is dat anders het verband tussen kosten en WAO-uitkering, dat behoorlijk sterk is zoals bekend uit de ziekenfondssector, voor een belangrijk deel verloren zou gaan in de particuliere gegevens waarop het risicovereveningsmodel mede wordt geschat. Daardoor zou het effect van WAO-uitkering verwateren, ten onrechte. 2. De resulterende coëfficiënten van stap (1) zijn gebruikt om in het STAT-bestand 2003 voor elk van de particuliere hoofdverzekerden in de leeftijd van 15 tot en met 64 jaar een eerste schatting van de kans op WAO-uitkering te berekenen. 3. Uit de CVZ-verzekerdenraming 2006 is per leeftijd / geslacht en verzekeraar het percentage WAO-ers bepaald en daarmee zijn de kansen van stap (2) geijkt. 4. Ten slotte heeft voor elke particuliere hoofdverzekerde een random toewijzing van WAOuitkering plaatsgevonden, uitgaande van de geschatte en geijkte kans voor dat individu uit stap (3). Met de logistische regressie van stap (1) kon in de relevante ziekenfondspopulatie voor 76,6% van de hoofdverzekerden correct worden voorspeld of hij / zij al dan niet een WAOuitkering had. Voor WW was dit cijfer 66,9% en voor zelfstandig 70,9%. Bij particuliere hoofdverzekerden die op deze manier aan meer dan één van de drie inkomensbronnen werd toegewezen, is de volgorde WAO WW zelfstandig aangehouden, conform de aanpak in het huidige ZFW-verdeelmodel. Belangrijk is verder dat het patroon van gemiddelde ziektekosten van de aldus gesimuleerde groepen in het STATbestand 2003 goed spoort met het beeld in de kostengegevens van ziekenfondsverzekerden. 8 Ten opzichte van de eerdere (deel)rapportages in het kader van deze Overall Toets is de simulatie van zelfstandigen in de particuliere populatie duidelijk verbeterd omdat parttimers nu buiten beschouwing zijn gelaten in de CVZ-verzekerdenraming van 2006 terwijl daarin bovendien een goede schatting is verwerkt van het percentage zelfstandigen per particuliere verzekeraar. Dit laatste geldt eveneens voor het percentage WAO-ers, waardoor ook de simulatie daarvan duidelijk is verbeterd. Bovendien worden nu voor het eerst WW-ers gesimuleerd in de particuliere populatie. 12

13 Het is de bedoeling om in de praktijk bij de ex post vaststelling van de vereveningsbijdragen aan de verzekeraars, gebruik te maken van informatie van het UWV en de belastingdienst om voor de relevant groep verzekerden de aard van het inkomen in 2006 te bepalen. 5. Herweging, ophoging, remgeldeffecten en HKV-pool 5.1. Inleiding Het vereveningsmodel 2006 onderscheidt de volgende 111 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 12 van het ZFW-verdeelmodel van 2005 plus nog 5 nieuwe, aangevuld met de groep van de verzekerden die niet zijn ingedeeld bij een FKG (18 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 Deelrapportage III, 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) Herweging Het mag duidelijk zijn dat de samenstelling van de (ex-)ziekenfondspopulatie in 2006 voor wat betreft de bovengenoemde risicogroepen niet (precies) gelijk zal zijn aan die van 2003 zoals waargenomen in het WOVM-bestand Dit geldt in nog veel sterkere mate voor de (ex-)particuliere populatie in 2006: het bruikbare deel van het STAT-bestand 2003 betreft ca. 3,1 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, uitgaande onder meer van bevolkingsprognoses. Hiermee zijn de beschikbare bestanden 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 (maximaal subgroepen); 2. naar leeftijd, geslacht en FKG s (216 subgroepen); 13

14 3. naar leeftijd, geslacht en DKG s (168 subgroepen). 9 Voor de herweging van het WOVM-bestand 2003 naar de verwachte samenstelling van de (ex-)ziekenfondspopulatie in 2006 is gebruik gemaakt van de zogenaamde RAS-methode (analoog voor particulier). De RAS-methode, meer in detail beschreven in WOVM519, combineert bovengenoemde vier- en drie- dimensionale matrices tot één zes-dimensionale matrix (met maximaal subgroepen). Combinatie met de overeenkomstige matrix berekend op het WOVM-bestand 2003 zelf, geeft vervolgens de benodigde gewichten per subgroep. Als we ten slotte de afzonderlijke waarnemingen in het WOVM-bestand 2003 wegen met deze gewichten dan leidt dat tot gewogen aantallen verzekerden die uitgesplitst naar elk(-e combinatie) van de zes verdeelcriteria exact overeenkomen met de ramingen. Dezelfde methode is toegepast voor de herweging van het STAT-bestand 2003 naar de verwachte samenstelling van de populatie van (ex-)particulier verzekerden in Ruim 80% van de subgroepen onderscheiden in de zes-dimensionale wegingsmatrix blijkt geen enkele waarneming uit de ziekenfondspopulatie te bevatten; voor de particuliere populatie is dit zelfs ruim 90%. Voor de overige subgroepen blijkt 98% van de gewichten voor de ziekenfondspopulatie tussen de 0,80 en 1,52 te liggen, en 90% tussen 0,86 en 1,22 (gewogen met de omvang van de subgroepen); deze marges zijn wat groter dan gevonden in de Overall Toets ten behoeve van het ZFW-verdeelmodel 2005 (WOVM694), mogelijk vanwege de vervanging van verzekeringsgrond door aard van het inkomen, met inherent kleinere subgroepen. Voor de particuliere populatie zijn genoemde cijfers 1,34 en 2,49 respectievelijk 1,60 en 2,21. Dat deze gewichten groter zijn dan 1, heeft uiteraard te maken met de ophoging van het beschikbare STAT-bestand 2003 met ca. 3,1 miljoen verzekerdenjaren naar de volledige populatie van alle bijna 6 miljoen particulieren Ophoging Na koppeling van het WOVM / STAT-bestand 2003 met de gewichten uit de zesdimensionale 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 3). Tabel 3 laat zien dat de ophoogfactoren variëren tussen 1,01 voor paramedische zorg en 1,18 voor hulpmiddelen. Bij deze soms forse ophoogfactoren dient men te bedenken dat er 9 Voor indeling (1) is leeftijd opgesplitst in de 19 5-jaarsgroepen die ook in het vereveningsmodel zelf worden onderscheiden; voor indelingen (2) en (3) zijn 6 groepen van 15 jaar gebruikt omdat anders de aantallen waarnemingen per cel te klein zouden worden. 14

15 drie jaren liggen tussen de data waarop het model geschat wordt namelijk 2003 en het jaar waarop het geschatte model van toepassing zal zijn Tabel 3. Ophoogfactoren van WOVM / STAT 2003 (na alle bovengenoemde selecties, correcties en bewerkingen, en gewogen met de CVZ-verzekerdenraming) naar MPB (bedragen in euro) a Bedragen, gemiddeld per verzekerdenjaar WOVM/STAT-2003 MPB2006 Ophoogfactoren Ziekenvervoer Huisartsenzorg Paramedische zorg Farmacie Verloskunde Kraamzorg Hulpmiddelen Tandartsenzorg Specialist (vrijgevestigd) Ziekenhuiszorg-variabel b Ziekenhuiszorg-vast a De gemiddelde bedragen van MPB2006 zijn berekend door de macrobedragen zonder aftrek van de remgeldeffecten vermeld in de Regeling beschikbare middelen verstrekkingen en vergoedingen 2006 (Bijlage 2) te delen door het aantal verzekerden voor 2006 zoals geraamd door CVZ: b Inclusief kosten van specialisten in loondienst Remgeldeffecten De laatste stap in de bewerking van het WOVM / STAT-bestand 2003 betreft de verwerking van de remgeldeffecten per zorgvorm welke worden verwacht als gevolg van de noclaimregeling. Deze regeling behelst een teruggaaf achteraf van maximaal 255 euro als een premieplichtige verzekerde geen zorgkosten maakt in De verwachte remgeldeffecten zijn vastgesteld door VWS, gebaseerd op eerdere berekeningen van het CPB (Tabel 4). Omdat de no-claim geen betrekking heeft op huisartsenzorg, verloskunde en kraamzorg, zijn de remgeldeffecten voor deze vormen van zorg per definitie 0. 15

16 Tabel 4. Verwachte remgeldeffecten 2006 per zorgvorm a In mln. In euro, per (volwassen) verzekerdenjaar b Ziekenvervoer Huisartsenzorg Paramedische zorg Farmacie Verloskunde Kraamzorg Hulpmiddelen Tandartsenzorg Specialist (vrijgevestigd) Ziekenhuiszorg-variabel c Ziekenhuiszorg-vast d Totaal 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 ZFW-verdeelmodel 2005, 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 WOVM / STAT-bestand 2003 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. 10 Naar verwachting zal 5,8% van de kosten van de overige prestaties via de HKV-pool worden verevend (was vorig jaar 5,5%); voor ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialistenhulp) is dat 19,7% (was: 21,8%). Het gaat om 1,3% van alle verzekerden (was: 1,6%). Een belangrijke reden dat er nu in totaal minder kosten en minder verzekerden worden gepoold is dat er een jongere en gezondere populatie is bijgekomen, namelijk de (ex-)particulieren. 10 Voor alle duidelijkheid: 90% van de kosten van een individuele verzekerde die boven de euro uitkomen in 2006 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 HKV-pool vindt per individuele verzekerde plaats door de te polen kosten naar rato te verdelen over de kosten voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel. 16

17 Evenals bij de Overall Toets voor het ZFW-verdeelmodel 2005 (WOVM694) geeft onderstaande tabel een beeld van het aantal verzekerden ingedeeld bij een FKG of DKG waarvan de kosten deels in de HKV-pool terechtkomen. Tabel 5. Per FKG en DKG het percentage verzekerden dat boven de HKV-drempel uitkomt, WOVM / STAT-bestand 2003, herwogen en opgehoogd naar 2006 FKG Omschrijving % in HKV-pool DKG % in HKV-pool 0 Geen FKG Glaucoom Schildklieraandoeningen Hoog cholesterol Diabetes type IIb Cara Diabetes type IIa Epilepsie Ziekte van Crohn / Colitus Ulcerosa Hartaandoeningen Reuma Parkinson Diabetes type I Transplantaties Cystic fibrosis / pancreas Neuromusculaire aandoeningen HIV / AIDS Nieraandoeningen Totaal 1.3 Totaal 1.3 Zoals verwacht mocht 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 nieraandoeningen blijkt 64,1% van de patiënten kosten boven de HKV-drempel te hebben; voor DKG13 is dat 88,6%. Eveneens analoog aan WOVM694 geeft Tabel 6 een beeld van het percentage verzekerden per leeftijd- en geslachtgroep dat in een FKG (> 0) dan wel DKG (> 0) terechtkomt. 17

18 Tabel 6. Per leeftijd en geslacht het percentage verzekerden dat is ingedeeld bij een FKG of DKG, WOVM / STAT-bestand 2003, herwogen en opgehoogd naar 2006 % in FKG (> 0) % in DKG (> 0) Leeftijd Mannen Vrouwen Mannen Vrouwen >= Totaal Conform de verwachting neemt de FKG- en DKG-prevalentie toe met leeftijd, zowel voor mannen als voor vrouwen. De stijgingen zijn voor FKG s vrijwel monotoon. Mannen blijken in de meeste leeftijdsgroepen vaker bij een FKG te zijn ingedeeld dan vrouwen, met uitzondering van de groepen tussen 15 en 50 jaar. Per saldo is 11,6% van de mannen en 12,5% van de vrouwen bij een FKG ingedeeld. Boven de 50 jaar hebben mannen een grotere kans om bij een DKG terecht te komen dan vrouwen. In totaal is het verschil 0,1 procentpunt: 2,3% versus 2,2%. 6. Normbedragen 6.1. Risicovereveningsmodel CVZ zal de ex ante toekenning van de vereveningsbijdrage aan een individuele zorgverzekeraar voor 2006 baseren op de verwachte totale kosten dus ongecorrigeerd voor HKV en niet op de verwachte risicodragende kosten. De uitsplitsing van de verwachte totale kosten naar negen zorgvormen kan de verzekeraar gebruiken voor zorginkoop. Bij ex post vaststelling van de uiteindelijk vereveningsbijdrage zal het uiteraard gaan om de risicodragende (norm)kosten, dus wel gecorrigeerd voor HKV. Appendix A van deze deelrapportage bevat daarom de volgende output: 18

19 Ten behoeve van de berekening per verzekeraar van de verwachte risicodragende kosten (ex post vaststelling bijdragen): normbedragen voor leeftijd geslacht, FKG s, DKG s, aard van het inkomen leeftijd en voor de regioclusters verzekeringssector (in totaal 111 risicogroepen); uitgesplitst naar overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialistische zorg) 11 ; gecorrigeerd voor HKV, dat wil zeggen: de kosten, exclusief het deel dat in de HKV-pool terecht komt, zijn met de kleinste kwadraten methode geregresseerd op de genoemde verdeelcriteria (analyseniveau: de 14,1 miljoen afzonderlijke records in het bewerkte WOVM / STAT-bestand 2003, goed voor 13,3 miljoen verzekerdenjaren; weging met de bovenbeschreven gewichten); door procentuele ophoging is er vervolgens voor gezorgd dat op macroniveau de som van de normatieve kosten voor overige prestaties en voor ziekenhuiszorg-variabel afzonderlijk precies gelijk zijn aan de betreffende bedragen in het MPB2006 (op afrondingen na); herschaling zorgt er ten slotte voor dat het totale MPB in eerste instantie wordt verdeeld op basis van leeftijd en geslacht, waarna de som van de normbedragen van elk van de andere verdeelcriteria afzonderlijk op macroniveau optelt tot nul. Ten behoeve van de berekening per zorgverzekeraar van de verwachte totale kosten (ex ante toekenning van vereveningsbijdragen): parameterwaarden voor leeftijd geslacht, FKG s, DKG s, aard van het inkomen leeftijd en voor regioclusters verzekeringssector; uitgesplitst naar negen zorgvormen: 1. ziekenvervoer; 2. huisartsenzorg; 3. paramedisch zorg; 4. farmacie; 5. verloskunde; 6. kraamzorg; 7. hulpmiddelen; 8. tandartsenzorg; 9. ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialistische zorg); niet gecorrigeerd voor HKV; zodanig dat op macroniveau de som van de parameterwaarden per zorgvorm precies gelijk is aan het betreffende bedrag in het MPB2006 (de kleinste kwadraten methode gehanteerd voor de bepaling van de normbedragen zorgt hier automatisch voor); 11 De bepaling van het bijdrage voor de vaste kosten van ziekenhuiszorg per verzekeraar blijft hier geheel buiten beschouwing. 19

20 en zodanig dat op macroniveau de parameterwaarden voor leeftijd en geslacht per zorgvorm precies optellen tot het betreffende deelbedrag in het MPB terwijl de gesommeerde parameterwaarden voor de overige verdeelcriteria afzonderlijk uitkomen op nul. Merk op dat door de vanzelfsprekende afronding van de normbedragen op eurocenten, de som van de normbedragen op macroniveau zeer beperkt af kan wijken van het MPB. Evenals bij de berekeningen voor het ZFW-verdeelmodel 2005 wordt hiervoor niet gecorrigeerd: door de verzekerdennacalculatie zal achteraf toch al niet precies op het MPB worden uitgekomen (nog afgezien van andere nacalculaties). Verder zijn in alle geschatte modellen negen voor afzonderlijke zorgvormen plus de twee voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel restricties ingebouwd op de coëfficiënten van de 21 dummy s voor aard van het inkomen leeftijd. Deze restricties zorgen ervoor dat per leeftijdsgroep (15 34, 35 44, en jaar) de som over de 5 klassen van de aard van het inkomen (WAO, WW, bijstand, zelfstandig en loondienst + medeverzekerd) op macroniveau optelt tot nul. Dit voorkomt dat een deel van de leeftijdseffecten weglekt via de interacties tussen aard van het inkomen en leeftijd. Bij het schatten van de modellen voor verloskunde en kraamzorg zijn ten slotte de coëfficiënten op nul gezet voor de volgende risicogroepen: mannen; vrouwen in de leeftijdsgroepen van 0 tot en met 14 jaar, en van 45 jaar en ouder; voor de interacties met aard van het inkomen: de leeftijdsgroepen en jaar. Deze restricties voorkomen negatieve normbedragen in de betreffende leeftijd- en geslachtgroepen. De kosten van verloskunde en kraamzorg in deze groepen macro bedragen die ongeveer 3,5 miljoen euro in 2003 worden door de restricties feitelijk verdeeld over de andere risicogroepen Normering no-claimregeling Naar aanleiding van de bespreking van Deelrapportage IV in de BOT-vergadering van 18 augustus j.l., is besloten de normering van de no-claimregeling te baseren op dezelfde verdeelcriteria als het risicovereveningsmodel zelf doch zonder de FKG s en DKG s. Het wél nemen van laatstgenoemde risicokenmerken bleek op individuniveau namelijk te leiden tot negatieve waarden van de verwachte no-claimteruggave een onzinnige uitkomst, terwijl het weglaten ervan slechts beperkte consequenties had voor de afzonderlijke zorgverzekeraars. In plaats van 111 risicogroepen onderscheidt de no-claimnormering er dus 73 (= 111 minus 17+1 FKG s, minus 13+1 DKG s, minus 6 leeftijd- en geslachtgroepen). 20

21 Verder heeft de no-claimregeling alleen betrekking op premieplichtige verzekerden, i.e. degenen ouder dan 17 jaar, en vallen huisartsenzorg, verloskunde en kraamzorg er volledig buiten. Voor 2006 geldt een no-claimbedrag van 255 euro, zodat de teruggave zal variëren tussen de nul wanneer de relevante ziektekosten voor een (volwassen) verzekerde in 2006 boven de 255 euro uitkomen en 255 euro wanneer deze ziektekosten nihil zijn. Voor verzekerden die korter dan een jaar staan ingeschreven wordt het no-claimbedrag naar rato van de inschrijfduur verlaagd. Tabel 7 geeft een beeld van de frequentieverdeling van no-claimteruggaven, bepaald op basis van het herwogen en opgehoogde WOVM / STATbestand Het gemiddelde blijkt 92,31 euro te bedragen; minimum en maximum van de verwachte no-claimteruggaven liggen op respectievelijk 11,39 en 193,97 euro. Merk op dat de remgeldeffecten die naar verwachting uitgaan van de no-claimregeling (zie paragraaf 5.3) hier buiten beschouwing zijn gelaten: doordat deze effecten als een vast bedrag van rond de 20 euro in de kosten van elke verzekerde zijn verwerkt, leiden ze voor degenen met feitelijke kosten in het herwogen en opgehoogde WOVM / STAT-bestand 2003 tussen ongeveer 20 en 275 euro rechtstreeks tot een verhoging van de hier berekende noclaimteruggave. Deze, tussen ZN en VWS afgesproken, verwerking van de remgeldeffecten in de kosten heeft daarmee een dusdanige consequentie voor de bepaling van de no-claimnormering, dat hiervan voor deze specifieke analyse is afgezien. Tabel 7. Frequentieverdeling van no-claimteruggave, WOVM / STAT-bestand 2003, herwogen en opgehoogd naar 2006, alleen verzekerden ouder dan 17 jaar Interval, in euro % verzekerden , , , , , , , , , , , , Totaal Praktijk Voor een plaats -bepaling van de hier berekende normbedragen binnen het volledige risicovereveningsmodel, is het nuttig de weg waarlangs de uiteindelijke vereveningsbijdrage aan een zorgverzekeraar wordt vastgesteld, schetsmatig weer te geven: 21

22 1. CVZ gebruikt de normbedragen per zorgvorm, niet gecorrigeerd voor HKV, om ex ante de verwachte normatieve kosten van een verzekeraar te bepalen uitgaande van de raming van de aantallen verzekerden per risicogroep. 2. Uitgaande van diezelfde raming berekent CVZ ook de opbrengst van de nominale rekenpremie. 3. Het verschil tussen (1) en (2) is de vereveningsbijdrage, die eventueel negatief kan zijn, in welk geval de verzekeraar moet betalen aan het zorgverzekeringsfonds in plaats van andersom. 4. Ex post worden voor elke verzekeraar de feitelijke aantallen verzekerden per risicogroep gecombineerd met de normbedragen voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel, gecorrigeerd voor HKV. 5. Voor elke verzekeraar worden de kosten die ten laste komen van HKV-pool vastgesteld en de landelijke omvang van de HKV-pool wordt gerelateerd aan het MPB. Dit geeft een inhoudingspercentage dat wordt toegepast op (4). 6. De ex post bruto vergoeding voor een verzekeraar bestaat uit nu (4) plus het saldo van de gepoolde kosten en de procentuele inhouding op (4). 7. Op (6) worden dan nog verevening en nacalculatie toegepast (plus voor 2006 een vangnet om de verschillen tussen werkelijke kosten van individuele verzekeraars en vergoedingen binnen de perken te houden), waarna de eveneens herrekende opbrengst van de nominale rekenpremie ervan wordt afgetrokken voor de uiteindelijke vaststelling van de vereveningsbijdrage. Gezien de onzekerheid voor met name de (ex-)particuliere populatie maar ook de (ex-) ziekenfondspopulatie ten aanzien van de omvang van de risicogroepen in 2006, is het goed mogelijk dat de verzekerdenramingen niet geheel overeenkomen met de werkelijkheid. Als achteraf mocht blijken dat de verzekerdenramingen voor FKG s aanmerkelijk afwijken van de werkelijkheid waardoor op macroniveau de som van de normbedragen niet meer optelt tot nul, dan kunnen de normbedragen worden herschaald zodanig dat macroneutraliteit wordt bereikt. Hetzelfde geldt, afzonderlijk, ook voor DKG s en aard van het inkomen. Min of meer los van het risicovereveningsmodel vindt de normering van de no-claimregeling plaats, waarbij ex post voor elke verzekeraar de normbedragen worden gecombineerd met de aantallen verzekerden per relevante risicogroep; komt het resultaat uit boven de 92,31 euro per verzekerde ouder dan 17 jaar dan kan de verzekeraar het verschil tegemoet zien, in het tegenovergestelde geval zal hij moeten betalen. Naar wij hebben begrepen zullen de normbedragen naar rato worden bijgesteld als de landelijke, gemiddelde no-claimteruggave af blijkt te wijken van de 92,31 euro. 22