Aanbodgeïnduceerde vraag in de ziekenhuiszorg

markten

Aanbodgeïnduceerde vraag in
de ziekenhuiszorg
De vraag of artsen in staat zijn hun eigen vraag te creëren
houdt gezondheidseconomen al decennialang bezig, zonder
dat zij erin zijn geslaagd met een overtuigend antwoord te
komen. Institutionele kenmerken van het Nederlandse zorgstelsel maken onderzoek op dit terrein echter kansrijk. Bij
een aantal Diagnose Behandel Combinaties (DBC’s) bestaat
een statistisch significant effect van aanbodinductie. De
gevonden inductie-effecten vormen onvoldoende aanleiding
voor het beperken van het aanbod van artsen.

V

Marc Pomp en Fleur
Hasaart
Onafhankelijk adviseur
gezondheidseconomie,
en promovendus aan de
­Universiteit Maastricht

372

ESB

an aanbodgeïnduceerde vraag is sprake
als een toename van het aantal artsen per
inwoner, bij gegeven kenmerken van de
vraag naar zorg, een grotere zorgconsumptie per inwoner tot gevolg heeft. Onder economen
heerst weinig twijfel dat aanbodgeïnduceerde vraag
(AGV) bestaat, maar hoe groot het effect ervan is, is
nog onbekend (Dranove, 2003).
Het ontbreken van consensus over het belang van
AGV is terug te voeren op een causaliteitsprobleem.
Weliswaar blijkt uit onderzoek naar AGV doorgaans
dat een positieve correlatie bestaat tussen artsendichtheid en zorg per inwoner, maar dit zegt nog
niets over oorzaak en gevolg. Een treffende illustratie
van dit causaliteitsprobleem bevat het volgende
citaat van Auster en Oaxaca (1981): “There was
once a cholera epidemic in Russia. The government,
in an effort to stem the disease, sent doctors to the
worst-affected areas. The peasants in the province
of S discussed the situation and observed a very
high correlation between the number of doctors in a
given area and the incidence of cholera in that area.
Relying on this hard fact, they rose and murdered
their doctors.â€
Onderzoekers hebben geprobeerd voor dit soort
vraagfactoren te corrigeren met behulp van
de instrumentele-variabelentechniek, waarbij
instrumen­ele variabelen worden gebruikt voor het
t
aantal artsen in een regio. Het vinden van goede
instrumen­ele variabelen blijkt echter problematisch
t
­
te zijn. Dranove en Wehner (1994) hebben dit
overtuigend aangetoond, door de ­nstrumentele
i
-varia­ elentechniek toe te passen op het aantal
b
geboorten per regio. Het is niet aannemelijk dat het
aantal geboorten afhangt van het aantal gynaecologen: vrouwen baseren hun beslissing om zwanger
te worden naar alle waarschijnlijkheid niet op het
aantal ­ ynaecologen in de regio. Niettemin vinden
g
Dranove en Wehner op basis van hun methode dat
een toename van het aantal gynaecologen in een

94(4562) 12 juni 2009

regio met tien procent resulteert in 0,8 procent extra
geboorten. De conclusie moet dan ook luiden dat
resultaten gebaseerd op de instrumentele-variabelentechniek met de nodige scepsis moeten worden
bekeken.
Twee institutionele kenmerken van het Nederlandse
zorgstelsel maken onderzoek naar AGV kansrijk.
In de eerste plaats het naast elkaar bestaan van
artsen in loondienst en artsen werkzaam in maatschappen, met verschillende financiële prikkels om
gebruik te maken van mogelijkheden tot vraaginductie. Hierdoor ontstaat een natuurlijk experiment
waardoor het mogelijk is te corrigeren voor nietwaargenomen oorzaken van regionale verschillen in
de vraag naar zorg en het aanbod van artsen. Een
tweede gunstige institutionele factor is het DBCsysteem (Diagnose Behandel Combinatie), dat eraan
heeft bijgedragen dat de zorgproductie op uniforme
wijze en op productniveau wordt geregistreerd.

Onderzochte DBC’s
Voor een aantal DBC’s is onderzocht of sprake is
van AGV. De analyse heeft betrekking op de artsendichtheid in 2005 en het aantal DBC’s per inwoner
in 2006 en 2007. Voor de jaren na 2005 kon niet
worden beschikt over gegevens over het aantal
artsen per specialisme per ziekenhuis. Omdat het
aantal artsen per specialisme per ziekenhuis van jaar
op jaar echter nauwelijks verandert wordt hiermee
geen grote fout gemaakt. Tabel 1 presenteert kerngegevens voor de onderzochte DBC’s.

Empirische strategie
Om na te gaan of er een correlatie bestaat tussen
artsendichtheid en behandelintensiteit is Nederland
onderverdeeld in ruim achthonderd postcodegebieden die zijn afgebakend op basis van de eerste drie
cijfers van de postcode. De econometrische analyse
is uitgevoerd op alle 502 postcodegebieden met
meer dan tienduizend inwoners. Dit is een praktische en transparante manier om extreme waarden,
veroorzaakt door kleine cellen, te verwijderen. In
totaal woont in deze postcodegebieden ruim negentig procent van de Nederlandse bevolking. Met
behulp van regressieanalyse (OLS) is nagegaan
of artsendichtheid gecorreleerd is met behandel­
intensiteit (kader 1). Een positieve en significante
coëfficiënt voor de variabele artsendichtheid vormt
echter nog geen bewijs voor het optreden van AGV.
Een positieve coëfficiënt kan immers ook het gevolg
zijn van regionale verschillen in de vraag naar zorg.
Om dit uit te sluiten, wordt als verklarende variabele

De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.

niet een enkele variabele voor de artsendichtheid
genomen, maar wordt de artsendichtheid apart
gemeten voor artsen werkzaam in een maatschap
en voor artsen in loondienst. De identificerende
veronderstelling is dat AGV alleen optreedt bij artsen
werkzaam in een maatschap. Artsen in loondienst
hadden in de onderzoeksperiode geen prikkel tot
AGV. De coëfficiënt voor artsen in loondienst pikt
daarom het effect op van alle andere effecten dan
AGV. Het verschil tussen de coëfficiënten voor
artsen werkzaam in een maatschap en voor artsen
in loondienst meet het werkelijke AGV-effect. In de
schattingen is apart rekening gehouden met artsen
Kader 1

Data
Medisch specialisten per ziekenhuis (2005):
Tot 1 januari 2006 waren ziekenhuizen wettelijk verplicht gegevens over het aantal medisch
specialisten per ziekenhuis, in personen en in
voltijdsequivalenten, jaarlijks te verstrekken aan
het Ministerie van VWS. De gegevens worden
beheerd door onderzoeksbureau Prismant, dat de
gegevens op verzoek van VWS voor dit onderzoek beschikbaar heeft gesteld. Uit vergelijking
met de gegevens voor 2004 blijkt dat de jaarop-jaar-veranderingen in het aantal artsen per
ziekenhuis doorgaans klein zijn.
DBCs per inwoner (2006 en 2007): De analyses
zijn uitgevoerd met de DBC-gegevens van Vektis.
Hierbij is vooral gebruikgemaakt van gegevens
uit het Informatiesysteem Ziekenhuiszorg (IZiZ).
IZiZ biedt informatie over het gebruik van ziekenhuiszorg en specialistische hulp in Nederland.
Die informatie is gebaseerd op de door zorg-

in academische ziekenhuizen. Het aantal DBC’s per arts in academische ziekenhuizen is lager dan bij beide andere typen artsen, omdat artsen in academische
ziekenhuizen een deel van hun tijd besteden aan onderwijs en onderzoek, en
omdat academische artsen vaak te maken hebben met patiënten met een grotere
zorgzwaarte.

Resultaten
Bij de meeste van de in tabel 1 genoemde diagnoses is de geschatte coëfficiënt
voor artsen werkzaam in een maatschap inderdaad groter dan voor artsen in
loondienst. Uitzonderingen zijn heup- en knieprotheses, nierstenen en ureterstenen. Met een F-toets is nagegaan of de gevonden verschillen ook statistisch significant zijn. De resultaten van deze test staan in tabel 2. In de meeste gevallen
zijn de verschillen significant op ten minste vijfprocent-niveau. De uitkomsten
van deze toets wijzen op het bestaan van aanbodgeïnduceerde vraag.
Om na te gaan of het om grote effecten gaat zijn elasticiteiten berekend op
basis van het geschatte verschil in coëfficiënten tussen artsen werkzaam in een
maatschap en artsen in loondienst. Deze elasticiteiten geven aan met hoeveel
procent de behandelintensiteit zou toenemen als gevolg van een toename van
de artsendichtheid met een procent (tabel 3). De elasticiteiten liggen tussen de
0,05 en 0,25, met een uitschieter naar 0,36 bij de operatieve behandeling van
spataderen door een dermatoloog.

Gevolgen voor de zorguitgaven
Om de gevolgen voor zorgvolume en zorguitgaven te vinden zijn twee varianten
doorgerekend. Beide varianten gaan uit van een hypothetische situatie waarin
de artsendichtheid in regio’s met een bovengemiddelde artsendichtheid daalt
tot het landelijke gemiddelde. De eerste variant gaat na wat de effecten zijn op
zorgvolume en zorguitgaven voor de onderzochte DBC’s. Het effect blijkt zeer
bescheiden te zijn: een uitgavendaling van ongeveer vijf miljoen op uitgaven
van vijfhonderd miljoen. In de tweede variant zijn de geschatte elasticiteiten
toegepast op de ziekenhuiszorg als geheel. Deze variant geeft antwoord op de
volgende vraag: Stel dat de hier gevonden elasticiteiten zouden gelden voor alle
ziekenhuiszorg waarvoor de kans op AGV midden of hoog is. Wat zou dan het
effect zijn van een daling van de artsendichtheid in regio’s met een bovengemiddelde artsendichtheid tot het landelijke gemiddelde? Als vijftien procent van de
totale ziekenhuisomzet vatbaar is voor AGV, zou het zorgvolume bij de meeste
specialismen met ongeveer 0,5 procent dalen. Als een derde van de totale
ziekenhuisomzet vatbaar is voor AGV zou het zorgvolume bij de meeste speciaTabel 1

Kerncijfers onderzochte Diagnose ­ ehandel Combinaties in 2007.
B

verzekeraars betaalde declaraties van ziekenhuizen. IZiZ bevat de declaratiegegevens van

Specialisme

Diagnose

Uitgaven
(in ­ iljoen euro)
m

nagenoeg alle zorgverzekeraars en de dekking

Uitgaven per DBC
(in euro)
2.613

van het datamateriaal in IZiZ is 92 procent. Op

Orthopedie

Knie

204

regionaal en instellingsniveau is sprake van een

Oogheelkunde

Staar

182

969

representatieve dekking. Voor dit onderzoek is

Orthopedie

Heup

175

4.531

gebruikgemaakt van DBC’s die zijn geopend in

Gynaecologie

Incontinentie

60

1.600

2006 of 2007 en die uiterlijk in het derde kwartaal van 2008 zijn afgesloten.
Controlevariabelen: Om na te gaan of regionale
verschillen in de demografische kenmerken
van invloed zijn op de artsendichtheid en de
behandel­ntensiteit zijn de volgende vraag­
i
factoren meegenomen: leeftijd, geslacht,

Neurologie

Hernia

59

749

Chirurgie

Spataderen

52

1.019

KNO

Amandelen

50

870

Chirurgie

Liesbreuk

49

1.873

Dermatologie

Spataderen

17

456

Neurochirurgie

Hernia

14

1.590

Plastische chirurgie
­

Borst­ erkleining
v

12

3.543

10

1.846

gezondheidstoestand, inkomen, stedelijkheid en

Urologie

Uretersteen

Orthopedie

Hernia

9

1.735

huishoudsamenstelling (Pomp, 2009).

Urologie

Niersteen

7

1.584

Totaal

899

Bron: Vektis
De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders

te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.

ESB

94(4562) 12 juni 2009

373

Tabel 2

Significantieniveau positieve verschillen tussen de coëfficiënt van
m
­ aatschap en loondienst1.

Diagnose

2006
Zonder
Met
controle­
controle­
variabelen2
variabelen2
0,010
0,018
0,000
0,009

Amandelen
Liesbreuk

2007
Zonder
Met
controle­
controle­
variabelen2
variabelen2
0,000
0,000
0,000
0,000

Spataderen chirurg
Spataderen dermatoloog
Staar

2

0,000
0,000
0,020

0,000
0,000
0,018

0,015
0,000
0,124

Hernia neuroloog
Borstverkleining
Incontinentie
1

0,000
0,000
0,012
0,001
0,032
0,000

0,070
0,032
0,000

0,000
0,000
0,000

neer op een min of meer permanent panelonderzoek
naar aanbodgeïnduceerde vraag. Door het ontbreken
van gegevens over aantallen DBC’s en aantallen
fte’s is een dergelijk panelonderzoek op dit moment
niet mogelijk. Het ligt voor de hand de controletaak
onder te brengen bij de NZa. Om dit soort onderzoek uit te kunnen voeren dient de NZa te kunnen
beschikken over gegevens over aantallen DBC’s en
aantallen fte’s. Hiervoor is het nodig dat ziekenhuizen weer worden verplicht jaarlijks gegevens te
overleggen over het aantal fte’s per specialisme.

0,000
0,003
0,000

De tabel geeft de kans weer dat de coëfficiënten niet van elkaar verschillen.
Controlevariabelen zijn onder andere leeftijd, geslacht, inkomen, proxies voor algemene gezondheidstoestand.

lismen met ongeveer een procent dalen. Als er geen effecten zijn op prijzen en
tarieven dalen de zorguitgaven met een gelijk percentage als het zorgvolume.
Als een verkrapping van het aanbod van artsen leidt tot hogere prijzen en tarieven dan zou de daling van de zorguitgaven kleiner uitpakken en zelfs kunnen
omslaan in een stijging.

Beleidsimplicaties
Een veelgehoord argument tegen verruiming van de opleidingscapaciteit voor
artsen is, dat dit via aanbodinductie zou leiden tot onnodige volumegroei en tot
ongewenste stijging van de zorguitgaven. De hier gepresenteerde schattingen
laten zien dat deze vrees niet geheel onterecht is. Het beperken van het aanbod
van artsen heeft echter ook belangrijke nadelen. Zo versterkt dit de onderhandelingspositie van artsen hetgeen resulteert in hogere honoraria. Ook remt
dit de toetreding van nieuwe zorgaanbieders, met als gevolg handhaving van
marktmacht van bestaande ziekenhuizen. Hier komt bij dat zorgverzekeraars nog
weinig werk hebben gemaakt van het beperken van ongewenste volumegroei, al
dan niet als gevolg van AGV. Te denken valt aan contracten waarin afspraken zijn
gemaakt over het terugdringen van het aantal onnodige verrichtingen of contracten waarin prikkels zijn ingebouwd die volumegroei afremmen, bijvoorbeeld in de
vorm van staffeltarieven. Het is mogelijk dat zorgverzekeraars de komende jaren
meer van dit soort contracten afsluiten.

Conclusie
De gevonden effecten van aanbodgeïnduceerde vraag zijn onvoldoende aanleiding voor het beperken van het aanbod van artsen. Het verdient niettemin
aanbeveling om de volume-ontwikkeling in de ziekenhuiszorg, en de relatie
hiervan met het aanbod van artsen, zorgvuldig te controleren. Bij aandoeningen
en in regio’s waar sprake is van bovengemiddelde volumegroei, kan dan worden
nagegaan of het aanbod van artsen bovengemiddeld is toegenomen. Dit komt
Tabel 3

Elasticiteiten1.

Diagnose
Spataderen dermatoloog
Spataderen chirurg
Borstverkleining
Incontinentie
Amandelen
Liesbreuk
Staar
Hernia neuroloog
1

Bij de gemiddelde waarden voor artsendichtheid en behandelintensiteit.

374

ESB

94(4562) 12 juni 2009

Elasticiteit
0,36
0,24
0,24
0,22
0,10
0,09
0,07
0,06

Literatuur
Auster, R. en R. Oaxaca (1981) Identification of supplier
induced demand in the health care sector. Journal of human
resources, 16(3), 327–342.
Dranove, D. (2003) The economic evolution of American healthcare.
Princeton: Princeton University Press.
Dranove, D. en P. Wehner (1994) Physician induced demand for
childbirths. Journal of health economics, 13(1), 61–73.
Pomp, M. (2009) Aanbodgeïnduceerde vraag: feit of fictie? Breda:
Marc Pomp economische beleidsanalyse.

De auteur heeft verklaard dit artikel alleen te publiceren in ESB en niet elders
te publiceren in wat voor medium dan ook. Het is wel toegestaan om het artikel voor eigen gebruik
en voor publicatie op een intranet van de werkgever van de auteur aan te wenden.