Sturing op de zorgmarkt

markten

Sturing op de zorgmarkt
L.H.H.M. Boonen en F.T. Schut
Beide verbonden aan het Instituut Beleid en Management
van de Gezondheidszorg, Erasmus Universiteit Rotterdam.
l.boonen@erasmusmc.nl

Zorgverzekeraars kunnen voordelige contracten sluiten met
zorgaanbieders mits zij verzekerden kunnen motiveren van
die preferente aanbieders gebruik te maken, maar lukt dit ook?

I

n het nieuwe zorgstelsel kunnen zorgverzekeraars verzekerden
stimuleren om te kiezen voor preferente aanbieders waarmee
zij gunstige contracten hebben afgesloten. Zorgverzekeraars kunnen hun verzekerden polissen aanbieden die verschillen in de
mate van keuzevrijheid.
Uit empirisch onderzoek in de Verenigde Staten (Melnick et
al.,1992; Sorensen, 2003) blijkt dat het ‘sturen’ van consumenten
naar bepaalde aanbieders kan leiden tot hogere kortingen voor
de zorgverzekeraar. Ook in Nederland vormt dit voor zorgverzekeraars een belangrijke voorwaarde voor effectieve onderhandelingen (Varkevisser et al., 2006). Een belangrijke vraag is dan
ook in hoeverre verzekerden zich laten ‘sturen’ naar preferente
zorgaanbieders.

Onderzoek Apothekersmarkt

Op de apothekersmarkt experimenteren zorgverzekeraars al
enige jaren met prikkels voor consumenten om van preferente
apotheken gebruik te maken. Omdat het tot 2006 niet mogelijk
was verschillende polissen aan te bieden, hebben zorgverzekeraars en zorgaanbieders gebruik gemaakt van ‘directe’ sturingsmechanismen. Deze zijn te onderscheiden in financiële prikkels,
zoals een bonus bij het bezoeken van de preferente apotheek,
en kwalitatieve prikkels die zich richten op extra service en
kwaliteit.
In dit artikel bespreken wij de resultaten van onderzoek
naar het effect van deze prikkels op het keuzegedrag van verzekerden. Er is gekeken naar gebleken (revealed) en fictieve
(stated) preferenties. Bij de eerste methode worden de voorkeuren afgeleid uit het gebleken keuzegedrag. Bij de tweede
methode wordt onderzocht welke voorkeuren consumenten
aangeven in fictieve keuzesituaties. Aan beide methoden zijn
voor- en nadelen verbonden die voor fictieve preferenties
samenhangen met de discrepantie tussen fictieve preferenties
en het daadwerkelijke gedrag en bij gebleken preferenties met
de gebondenheid aan de huidige marktsituatie. (Verhoef &
Franses 2002).

Feitelijk keuzegedrag verzekerden

Voor het onderzoek heeft een zorgverzekeraar zijn data­
bestand over de periode januari 2003 tot en met december 2004
ter beschikking gesteld. Het bestand bevat informatie over het
aantal consumenten dat in deze periode receptgeneesmiddelen geconsumeerd heeft, wanneer en welke apotheek bezocht
is en over persoonskenmerken van consumenten. Daarnaast
is bekend welke sturingsmechanismen zijn gebruikt door de
p
­ referente apotheek en de zorgverzekeraar.
Van belang is voorts dat de desbetreffende gecontracteerde
preferente apotheek van oorsprong tot een drogisterijketen
226

ESB  19-5-2006

behoort, die in 2003 met een apotheek is uitgebreid. Het
brede productassortiment en de bekendheid met deze keten
kunnen immers van invloed zijn op het keuzegedrag van
consumenten.
De consumenten uit het databestand (N = 12.844) zijn
geconfronteerd met deze voorkeursapotheek. In verschillende
periodes zijn prikkels gebruikt om consumenten te stimuleren
van deze apotheek gebruik te maken. De twee periodes die zijn
meegenomen in de analyse, zijn de periode waarin cadeaubonnen werden uitgedeeld (financiële prikkel) en de periode waarin
een gratis bodycheck kon worden uitgevoerd (kwalitatieve
prikkel). In totaal zijn er twee cadeaubonnen uitgedeeld van
respectievelijk tien euro bij het eerste en vijf euro bij het tweede
bezoek, die konden worden ingewisseld voor verzorgings­
producten bij de preferente apotheek.
De data laten zien dat deze sturingsmechanismen een rol
hebben gespeeld bij het motiveren van consumenten. In totaal
heeft 13 procent van alle consumenten de preferente apotheek
bezocht. Van deze 13 procent (n = 1862) heeft 53 procent
de preferente apotheek tijdens de financiële prikkel periode
bezocht (n = 995), waarbij de cadeaubon van tien euro een groter effect had dan die van vijf euro. Van alle consumenten die
meerdere medicijnen nodig hebben gehad tijdens de periode
van de financiële prikkel, heeft minder dan de helft de preferente apotheek voor de tweede keer bezocht. Een eenmalige
prikkel blijkt dus niet sterk genoeg om de meerderheid van de
overstappers blijvend te motiveren om naar de preferente apotheek te gaan.

Schattingsresultaten

De apotheekkeuze is geschat op basis van twee logit modellen. Het eerste model verklaart de keuze op verzekerdenniveau
(N=11.944) waarbij het al dan niet bezoeken van de preferente
apotheek gedurende de onderzoeksperiode als afhankelijke
v
­ ariabele is gedefinieerd. Het tweede model verklaart de keuze
per apotheekbezoek (N = 139.340) waarbij de afhankelijke
v
­ ariabele is gedefinieerd als ‘het al dan niet bezoeken van de
preferente apotheek’.
In tabel 1 zijn de geschatte marginale effecten weergegeven.
Deze geven aan met welk percentage de kans om de preferente
apotheek te bezoeken verandert wanneer de onafhankelijke
variabele met één eenheid toeneemt. Vrouwen hebben bijvoorbeeld 9,6 procent meer kans dan mannen dat ze ten minste een
keer een preferente apotheek bezoeken (model 1) en 5,1 procent
meer kans dan mannen dat als ze een apotheek bezoeken, dit
een preferente apotheek is (model 2). De geschatte effecten van
de leeftijdsvariabelen wijzen uit dat de kans om de preferente
apotheker te bezoeken toeneemt tot een leeftijd van ongeveer

markten

veertig jaar, om vervolgens weer af te nemen. Deze effecten
kunnen worden verklaard doordat de drogisterij zich voor opening van de apotheek, richtte op vrouwen tussen de twintig en
veertig jaar.
De afstand van de woning tot de apotheek – gemeten op
basis van viercijferige postcodegegevens – blijkt een belangrijke
factor bij de keuze voor een apotheek. Uit de schattingsresultaten blijkt dat een minuut extra reistijd naar de preferente apotheek leidt tot een daling van de kans om de preferente apotheek
te bezoeken met 1,05 procent voor de gehele onderzoeksperiode
en met 0,4 procent per bezoek. Tenslotte geven de resultaten
aan dat zowel financiële als kwalitatieve prikkels een positieve
invloed hebben op de apotheekkeuze. Model 1 geeft waarschijnlijk een zekere overschatting van het effect van prikkels omdat
er consumenten zijn die worden aangemerkt als gevoelig voor
prikkels terwijl zij geen preferente apotheek bezoeken tijdens de
periode waarin de prikkel werd gegeven. Model 2 daarentegen,
geeft een zekere onderschatting van het effect omdat er consumenten zijn die tijdens de periode waarin de prikkel werd gegeven zowel de eigen apotheek als de preferente apotheek hebben
bezocht. De schattingsresultaten van beide modellen geven
dus een boven- en ondergrens aan. Het werkelijke effect van de
financiële prikkel zal daarom tussen 2,3 procent en 6,6 procent
liggen, terwijl het effect van de kwalitatieve prikkel tussen  
2,5 procent en 3,3 procent zal liggen.
Tabel 1. Marginale effecten keuze preferente apotheek in procenten

onafhankelijke variabelena,b

MODEL 1:
per individu

MODEL 2:
per bezoek

Y = 1 als consument de preferente apotheek
minimaal een
keer bezoekt.

Y = 1 als het
bezoek aan de
preferente
apotheek is
geweest.

0.62

0.37

leeftijd (in jaren)
(leeftijd x leeftijd)

-0.0058

-0.0031

geslacht x leeftijd

-0.15

-0.09

geslacht ( = 1 als vrouw)

9.57

5.12

aantal bezoeken aan de apotheek

0.26

0.015

(aantal bezoeken x aantal bezoeken)

-0.0032

-0.0011

gemiddeld totale kosten per individu

-0.02

-0.0078

verschil in reistijd (in minuten)c

-1.05
6.56

2.34

kwalitatieve prikkel ( = 1 als ja)

3.27

2.51

N =11.944
( N= aantal
consumenten)

N =139.340
(N= aantal
bezoeken)

76

95

Tabel 2. Switchgedrag van ‘eigen’ naar preferente apotheek

switchgedrag

frequentie

percentage

nee, niet geswitchta

282

67

nee, niet geswitcht maar wel overwogen
om te switchen

65

16

ja, geswitcht

70

17

totaal

417

100

a. an het aantal consumenten dat niet geswitcht is, bleken er 90
v
niet op de hoogte van het bestaan van de preferente apotheek.
Bron: eigen berekening.

Van de switchers geeft vijftig procent aan dat ze blijvend naar
de preferente apotheek gaan. Dit geeft aan dat een eenmalige
prikkel bij een substantieel aantal verzekerden een permanent
effect kan sorteren.
De belangrijkste redenen die respondenten hebben aangegeven om te wisselen zijn voornamelijk de acties van de apotheek
(20 procent), het gemak van het combineren van verschillende
boodschappen tegelijkertijd (25 procent) en het aanraden door
de zorgverzekeraar van deze apotheek (18 procent). Van de
respondenten die niet gewisseld zijn, geeft 32 procent aan dat de
afstand naar de preferente apotheek groter is dan die naar hun
eigen apotheek en 25 procent geeft aan dat ze vertrouwd zijn
met hun eigen apotheek. Hieruit blijkt dat consumenten bereid
zijn om voordelen tegen elkaar af te wegen bij het maken van de
keuze voor een apotheek.

Voorkeuren bij fictieve keuzes

Naast vragen over het feitelijke keuzegedrag, hebben
wij de respondenten ook een aantal fictieve keuzesituaties
voorgelegd. De nadruk hierbij ligt op de bereidheid van
consumenten om van apotheek te wisselen als gevolg van
bepaalde financiële voordelen. In tabel 3 is de bereidheid van consumenten om te wisselen van apotheek
weergegeven.

-0.39

financiële prikkel (= 1 als ja)

gen met deze preferente apotheek in hun eigen woonomgeving
(responspercentage van 28 procent) . In de enquête is gevraagd
hoe verzekerden hebben gereageerd op deze preferente apotheek
en de gebruikte prikkels. Het switchgedrag van deze consumenten is weergegeven in tabel 2.

totale aantal observaties
meegenomen bij analyse
percentage correct geschat

a. model 1 = Alle variabelen significant op a = 0.01
b.
model 2 = Aantal bezoeken is niet significant, de gemiddelde totale
schade per individu is significant op a = 0.1. De overige variabelen zijn
significant op a = 0.01
c. erschil in reistijd is gebaseerd op het verschil in reistijd van het woonv
adres naar de preferente apotheek en de ‘eigen’ apotheek (apotheek
die consument voor oprichting van preferente apotheek bezocht).

Tabel 3. Bereidheid om te wisselen van apotheek in ruil voor een
maandelijkse premiekorting

premiekorting

frequentie

percentage cumulatief
percentage

nee, nooit

98

25

25

alleen als de premiekorting
erg groot is

110

28

53

ja, voor beperkte korting
zou ik dat overwegen

154

39

92

ja, voor beperkte korting
zou ik dat zeker doen

35

8

100

totaal

397

100

Bron: eigen berekening.

Bron: eigen berekening.

Enquêteresultaten

Naast een empirische analyse van het keuzegedrag, hebben
wij de preferenties ook direct onderzocht door het uitzetten van
een vragenlijst onder verzekerden. De vragenlijst is verstuurd
naar 1.500 consumenten die vanaf 2003 te maken hebben gekre-

Op basis van een vergelijking met de gegevens van het CBS is gebleken
dat de respondenten representatief zijn voor de Nederlandse bevolking.
Er is een lichte oververtegenwoordiging van vrouwen en hoog opgeleiden.
Uit tabel 2 blijkt dat het percentage switchers onder de respondenten
(17 procent) hoger is dan het totale aantal switchers (13 procent).

ESB  19-5-2006

227

markten

De resultaten laten zien dat 75 procent aangeeft om (te overwegen) te switchen voor een beperkte tot hoge premiekorting.
Slechts acht procent van de respondenten geeft aan zeker te
zullen switchen. Respondenten die daadwerkelijk geswitcht zijn
blijken eerder bereid om te wisselen in ruil voor een maandelijkse premiekorting.
Aan respondenten is gevraagd om op basis van hun maandelijkse premie de minimale gewenste korting per maand aan
te geven waarvoor ze bereid zijn om te wisselen van apotheek.
Ongeveer 15 procent geeft aan van apotheek te willen wisselen
tegen een premiekorting van 2,5 euro per maand, terwijl 85 procent aangeeft daartoe bereid te zijn tegen een premiekorting van
maximaal tien euro per maand.
Respondenten konden ook aangeven in hoeverre zij bereid
waren om te wisselen van apotheek in ruil voor een hogere noclaim teruggave (voor ziekenfondsverzekerden) of een lagere
eigen bijdrage (voor particulier verzekerden) als gevolg van de
lagere prijzen van de voorkeursapotheek. Uit tabel 4 blijkt dat
een kwart van zowel ziekenfonds- als particulier verzekerden
aangeeft daartoe zeker bereid te zijn.
Tabel 4. Bereidheid om te wisselen in ruil voor een hogere no-claim teruggave dan wel
een lagere eigen bijdrage.

bereidheid om
te wisselen

ziekenfondsverzekerden
N = 221
(no-claim)

percentage

particulier
verzekerden
N =86
(eigen bijdrage)

percentage

nee, nooit

27

12

5

6

ja, overwegen

144

65

59

69

ja, zeker

50

23

22

25

totaal

221

100

86

100

Bron: eigen berekening.

De resultaten laten zien dat respondenten bereid lijken om te
switchen van apotheek in ruil voor financiële voordelen. Hierbij
moet worden aangetekend dat de respondenten dit financiële
voordeel niet hoefden af te wegen tegen mogelijke nadelen,
zoals een langere reisafstand. Zodra consumenten moeten kiezen tussen afstand, service, openingstijden en financiële voordelen kan het zijn dat consumenten terughoudender zijn om
‘zomaar’ van apotheek te wisselen.
De fictieve preferenties van de respondenten blijken nauwelijks verband te houden met hun persoonskenmerken. Alleen
leeftijd blijkt een significant positief maar afnemend effect te
hebben op de bereidheid om te wisselen. In tegenstelling tot de
resultaten over het feitelijke keuzegedrag, zijn vrouwelijke respondenten niet meer geneigd om naar een preferente apotheek
over te stappen. Een plausibele verklaring hiervoor is het feit dat
het in het experiment ging om een drogisterijapotheek, terwijl
het type apotheek in de fictieve keuzesituatie geen rol speelde.

Feitelijk versus fictief keuzegedrag

Bij de fictieve preferenties geeft acht procent van de respondenten aan zeker naar een preferente apotheek te zullen overstappen in ruil voor een beperkte premiekorting. In de praktijk
blijkt de beperkte financiële prikkel de kans op een bezoek aan
een preferente apotheek met maximaal 6,6 procent te vergroten.
Er lijkt dus weinig verschil te bestaan tussen fictieve en gebleken
preferenties als het gaat om het percentage overstappers. Bij de
fictieve preferenties geeft echter een groot deel van de respondenten (39 procent) aan om bij een beperkte premiekorting een
228

ESB  19-5-2006

overstap te overwegen. In de praktijk lijken zij echter niet bereid
om daadwerkelijk over te stappen. Hierbij moet worden opgemerkt dat het in het experiment ging om verschillende eenmalige prikkels terwijl het in de fictieve keuzesituatie ging om een
permanente prikkel. Een permanente prikkel zou waarschijnlijk
meer verzekerden (blijvend) over de streep trekken. Zo geeft
15 procent van de respondenten aan voor een premiekorting
van minimaal 2,5 euro per maand bereid te zijn te wisselen van
apotheek.

Conclusie

Het beleid van de overheid is erop gericht om verzekeraars
meer mogelijkheden te geven om consumenten te stimuleren
om gebruik te maken van preferente aanbieders waarmee gunstige contracten zijn gesloten. De gepresenteerde resultaten
geven aan dat verzekerden inderdaad zijn te motiveren om van
preferente apotheken gebruik te maken. Bij een beperkte (eenmalige) financiële prikkel blijkt ongeveer zeven procent van
de verzekerden over te stappen naar een preferente apotheek.
Hoewel een eenmalige prikkel voor een substantieel deel van de
overstappers voldoende was voor een blijvende voorkeur voor
de preferente apotheek, blijkt uit de aangegeven fictieve preferenties dat een bescheiden permanente prikkel hoogstwaarschijnlijk effectiever zal zijn. Uit het onderzoek blijkt voorts dat
de loyaliteit van verzekerden aan een bepaalde apotheek beperkt
is. Bij consumenten die niet overstappen naar een preferente
apotheek vormt afstand (32 procent) hiervoor de voornaamste
reden en niet loyaliteit (25 procent). Het lijkt waarschijnlijk dat
de loyaliteit van patiënten aan zorgverleners waarbij de vertrouwensrelatie een belangrijke rol speelt (bijvoorbeeld huisartsen)
groter zal zijn. Bij deze zorgverleners zullen vergelijkbare prikkels dus waarschijnlijk een minder groot effect sorteren. n
Lieke Boonen en Erik Schut

Literatuur
Melnick, G.A., J. Zwanziger, A. Bamezai &, R. Pattionson (1992) The effects
of market structure and bargaining position on hospital prices. Journal of
Health Economics, 11(3), 217-33.
Sorensen, A.T. (2003) Insurer-Hospital Bargaining: Negotiated discounts in
Post-Deregulation Connecticut. Journal of industrial economics, 51(4),
469-490.
Varkevisser, M., N. Polman & S.A. van der Geest (2006) Zorgverzekeraars
moeten patiënten kunnen ‘sturen’, ESB, 27 januari, 38-40.
Verhoef, P.C. en P.H.B.F. Franses (2002) On combining revealed and stated
preferences to forecast customer behavior: three case studies. Rotterdam:
Erasmus University, Rotterdam Econometric Institute.