Analyse van verschillen in
huisartsenhulp tussen ziekenfonds- en
particulier verzekerden
DRS. R. C. J . A. VAN VLIET* – DRS. W. P. M. M. VAN DE VEN**
Er is een aanzienlijk verschil in gebruik van gezondheidszorgvoorzieningen tussen ziekenfondsen particulier verzekerden. Zo leggen ziekenfondsverzekerden 18% meer bezoeken af bij hun
huisarts en gebruiken zij 30% meer medicijnen op recept. In dit art ike I onderzoeken de auteurs
welke factoren deze vormen van medische consumptie verklaren en welke factoren voor het
verschil in gebruik tussen particuliere en ziekenfondsverzekerden verantwoordelijk zijn. Het is
vooral het verschil in gezondheid, dat samenhangt met beroepsrisico, opleidingsniveau en
woonsituatie, dat op huisartsniveau de grotere consumptie van medische zorg door
ziekenfondsverzekerden verklaart.
De conclusie van dit artikel dat naast persoonsgebonden factoren ook systeemgebonden
factoren zoals de wijze van verzekeringsdekking, de medische consumptie beinvloedeh, is van
grote relevantie bij de door staatssecretaris Van der Reijden aangekondigde wijziging van het
stelsel van ziektekostenverzekering.
1. Inleiding
Tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden bestaan aanzienlijke verschillen in het gebruik van gezondheidszorgvoorzieningen. Na correctie voor het verschil in leeftijds- en geslachts-
opbouw tussen beide groepen blijken ziekenfondsverzekerden 10
a 20% meer huisartsconsulten en ca. 45% meer verpleegdagen in
het ziekenhuis te hebben dan particulier verzekerden 1). Als mogelijke oorzaken voor deze en andere verschillen in medische
consumptie wordt veelal gewezen op verschillen in gezondheid
tussen beide groepen, op verschillen in verzekeringsdekking.
tijdprijs. persoonlijkheidskenmerken (zoals b.v. assertiviteit) en
de wijze waarop de hulpverleners worden gehonoreerd. Ook
wordt gewezen op het feit dat particuliere verzekeraars vanwege
de onderlinge concurrentie een sterke prikkel hebben om onnodig gebruik tegen te gaan en op het feit dat de ziekenfondsen in
bepaalde gevallen slechts in beperkte mate bevoegdheden aan de
Ziekenfondswet kunnen ontlenen om medisch ..niet strikt noodzakelijk” gebruik tegen te gaan 2).
Tot nu toe is weinig bekend over de mate waarin de diverse
factoren verantwoordelijk zijn voor de verschillen in medische
consumptie tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden.
Mede naar aanleiding van vragen vanuit de Tweede Kamer aan
de regering en het rapport van de Werkgroep Ccnsumptiever* Rijksuniversiteit Leiden. Centrum voor Onderzoek van de Economie
van de Publieke Sector (COEPS). Van Vliet is werkzaam bij de Leidse
Projectgroep Gezondheidszorg Economie (projeetleider: prof.dr. B. M. S.
van Praag) in het kader van het onderzoek ..Medische Consumptie”. dat
in samenwerking met de Stichting Wetenschappelijk Onderzoek Konsumentenaangelegenheden (SWOKA) wordt uitgevoerd.
** Erasmus Universiteit Rotterdam. Vakgroep Algemene Gezondheidszorg (SAG).
Dit artikel is een sterk verkorte versie van het COEPS-rapport
82.25/SWOKA-onderzocksrapport nr. 25. Analyse van medische consumptie en ran verschillen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden.
II, Een secundaire analyse van de POMC — enquete. Voor details en
meer informatie omtrent de uitgevoerde analyses zij naar dit rapport verwezen. De auteurs danken dr. J. C. Bongaerts. dr. P. A. B. Konijn en de
leden van de Begeleidingseommissie van het onderzoek ..Medische Consumptie” voor hun commentaar op een eerdere versie van dit artikel. drs.
A. Nijdam. drs. G. J. Hungerink en R. Warmerdam voor het verrichten
van computerwerkzaamheden ten behoeve van dit onderzoek en het Centraal Bureau voor de Statistiek voor het beschikbaar stellen van het gegevensbestand van de POMC-enquete.
1) In dit artikel zullen wij de term particulier verzekerden gebruiken voor
alle niet-ziekenfondsverzekerden. Voor een overzicht van de diverse criteria om (verplicht) onder een bepaalde verzekeringsvorm te vallen of
(vrijwillig) hiervoor in aanmerking te komen. zie b.v. W. P. M. M. van de
Ven. Ziekenfonds- versus particuliere verzekeringen in de gezondheidszorg. ESB. 3 juni 1981. biz. 525-526.
456
schillen Ziekenfonds- en Particulier Verzekerden 3) heeft de
Stichting Wetenschappelijk Onderzoek Konsumentenaangelegenheden (SWOKA) aan het Centrum voor Onderzoek van de
Economie van de Publieke Sector (Rijksuniversiteit Leiden) de
opdracht verstrekt te onderzoeken welke factoren in welke mate
bijdragen aan de consumptieverschillen tussen beide groepen
verzekerden. In het kader van dit onderzoek is een inventarisatie
gemaakt van de geconstateerde verschillen in diverse vormen
van medische consumptie tussen beide groepen verzekerden en
is op grond van een literatuuronderzoek nagegaan welke factoren verantwoordelijk (kunnen) zijn voor deze verschillen 4).
Een belangrijke bevinding hierbij betreft de niet geringe verschillen in gezondheidstoestand tussen beide groepen verzekerden (in de volgende paragraaf zullen wij hier nader op ingaan).
Naast morbiditeit blijken ook andere factoren. zoals bij voorbeeld het aanbod van medische voorzieningen, een rol te spelen
bij de hogere consumptie van ziekenfonds- ten opzichte van particulier verzekerden. Zo blijkt een toename van de ziekenhuiscapaciteit in de ziekenfondssector een ongeveer tweemaal zo grote
toename van klinische consumptie tot gevolg te hebben als in de
particuliere sector 5).
Met betrekking tot de medische consumptie op huisartsniveau
is uit een eerdere analyse in het kader van dit onderzoek 6) ge2) J. C. H. Kool. directeur van het Ziekenfonds Leiden en Omstreken
heeft onlangs gewezen op de ..problemen met betrekking tot de bee’indiging van het verblijf in zieken- of verpleeghuis voor patienten bij wie alleen nog sprake is van verzorgingsnoodzaak en voor wie de medisch-verpleegkundige indieatie derhalve niet meer aanwezig is”. Ten gevolge van
een lacune in de Ziekenfondswet is het. volgens Kool. vaak niet mogelijk
de betrokken patienten naar een goedkopere instelling (b.v. een bejaardentehuis) over te plaatsen (zie De Inzel. 1982. nr. 11, biz. 6-7).
3) Werkgroep Consumptieverschillen Ziekenfonds- en Particulier Verzekerden. Verschillen in Consumptie van Inlramurale Ge:ondheids:org
door Ziekenfonds- en Particulier Verzekerden. Rapport aangeboden aan
de staatssecretaris van Volksgezondheid en Milieuhygiene. 1979.
4) W. P. M. M. van de Ven. F. A. Nauta. R. C. 3. A. van Vliet en F. F.
H. Rutten. Inventarisatie en achtergronden van de consumptieverschillen
tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden. Gezondheid en Samenleving. 1980. nr. 1. biz. 224-254. Ook verschenen als COEPS-rapport
80.14/SWOKA-onderzoeksrapport 2.
5) E. M. Hooijmans en F. F. H. Rutten. The impact of supply on the use
of hospital facilities: differences between high and low income groups in
The Netherlands. COEPS-rapport 82.03. Rijksuniversiteit Leiden. 1982.
6) R. C. J. A. van Vliet en W. P. M. M. van de Ven. Analyse van verschillen in medische consumptie tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden. een secundaire analyse van de LSO ’77-enquete. Gezondheid en
Samenleving. 1982. nr. 2. biz. 53-72; zie ook: COEPS-rapport
81.21/SWOKA-onderzoeksrapport 14. 1982.
bleken dat, naast de verschillen in leeftijd-geslachtsopbouw en in
gezondheidstoestand, ook het verschil in opleiding tussen beide
groepen verzekerden bijdraagt aan de meer-consumptie van ziekenfonds- ten opzichte van particulier verzekerden op huisarts-
Tabel 1. Verschillen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden in gezondheid en medische consumptie op huisartsni-
veau (op basis van de POMC-enquete a))
niveau. In hoeverre de verzekeringsdekking en de honorerings-
Ongewogen gemiddelden
structuur van arisen van invloed zijn, kon bij die analyse niet
worden nagegaan.
In dit artikel wordt verslag gedaan van een empirische analyse
van de verschillen tussen ziekenfonds- en particulier verzeker-
ziekenfonds
particulier
den in huisartsenhulp 7): het aantal huisartscontacten en het gebruik van medicijnen op recept van de huisarts. Hierbij wordt
o.a. aandacht besteed aan de invloed van de verzekeringsdekking
op de medische consumptie.
Met betrekking tot de beleidsrelevantie van het onderhavige
onderzoek kan worden gewezen op de door staatssecretaris Van
der Reyden (Volksgezondheid) aangekondigde fundamentele
wijziging van het stelsel van ziektekostenverzekeringen. Het is
van belang hierbij de invloed te kennen van de diverse factoren
op het gebruik van de gezondheidszorgvoorzieningen en op het
verschil hierin tussen beide groepen verzekerden. Bij voorbeeld,
bij realisering van de plannen om de vergoeding voor huisartsenhulp volledig onder de Algemene Wet Bijzondere Ziektekosten
(AWBZ) te laten vallen, zoals vorig jaar is voorgesteld door de
Vereniging van Nederlandse Ziekenfondsen (VNZ), is het van
belang te weten welk deel van de verschillen in het aantal huisartsconsulten tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden
wordt veroorzaakt door z.g. systeemgebonden factoren (verzekeringsdekking, honorering, controle) en welk gedeelte door z.g.
persoonsgebonden factoren (gezondheid, tijdprijs). Bij invoering
van deze wijziging zullen de eerstgenoemde factoren veranderen
en de laatstgenoemde factoren gelijk blijven. Hetzelfde geldt ten
aanzien van een volksverzekering (tegen ziektekosten) met een
beperkt pakket, zoals onlangs door de Wetenschappelijke Raad
verschil c)
in
Gemiddelden gewogen met de
leeftijds- en geslachtsopbouw van
de Nederlandse bevolking b)
ziekenfonds
particulier
verschil c)
in
procenten
pro een ten
Fractie personen die last hebben
van een langdurige aandoening.
ziekte of handicap . . . . . . . . . . . .
0.256
0,205
25
0.264
0.214
23
Aantal huisartscontacten, maximaal 6 (in drie maanden) . . . . . .
0.685
0.581
18
0.672
0.611
10
Fractie personen die medicijnen
op recept van de huisarts gebruiken (in twee weken) . . . . . . . . . . .
0.146
0.112
30
0,150
0.127
20
a) 7.247 personen.
b) De gemiddelden per leeftijd-geslachtsgroep (24 groepen) en per verzekeringsvorm van de diverse variabelen zijn gewogen me de leeftijds- en geslachtsopbouw van de Nederlandse bevolking van
1979.
c) Ziekenfonds- ten opzichte van p;irtii-iilicr \er/ekcrden.
beroepsrisico. inkomen, woonsituatie en andere gezondheids-
beinvloedende factoren. Gedeeltelijk kunnen de verschillen in
gezondheid ook verklaard worden door een viertal selectiemechanismen, welke ertoe leiden dal, onder gelijkhouding van bij
voorbeeld leeftijd, geslacht, gezinsgrootle. opleidingsniveau, medische kennis. beroepsrisico en woonsituatie, de kans op ziekenfondslidmaatschap groter is naarmate iemands gezondheidstoestand slechter is:
1. de gezondheidstoestand waarin iemand verkeert heefl een posilieve invloed op hel produklief vermogen en hel aanlal uren
dal men per week werkl, en derhalve op hel inkomensniveau.
voor het Regeringsbeleid 8) is voorgesteld. Wat zijn de conse-
Dil betekent dat voor iemand die aan het arbeidsproces deel-
quenties voor de vraag naar huisartsenhulp indien bij invoering
van zo’n volksverzekering de vergoeding voor huisartsenhulp
niet in het basispakket wordt opgenomen? Voor een goede planning van de gezondheidszorg (onder andere het aantal huisartsen, specialisten en ziekenhuisbedden) is het noodzakelijk de
verandering in het gebruik van medische diensten te kennen als
neeml, de kans op ziekenfondslidmaatschap (via overschrijding van de loongrens) afneemt naarmate zijn gezondheidstoestand beter is;
2. volgens hetzelfde mechanisme vergroot een verslechlering
gevolg van een wijziging van de verzekeringsdekking.
In dit artikel wordt eerst ingegaan op enige verschillen tussen
beide groepen verzekerden. Vervolgens wordt aandacht besteed
aan enige determinanten van de vraag naar huisartsenhulp (het
aantal huisartscontacten en het gebruik van medicijnen op recept van de huisarts). Ten slotte wordt aangegeven hoe groot de
bijdrage van diverse factoren (o.a. gezondheidstoestand, verzekeringsdekking) is aan de verschillen in de genoemde vormen van
huisartsenhulp tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden.
2. Verschillen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden in
gezondheid en in huisartsenhulp
Eerst zal worden ingegaan op de verschillen in (indicatoren
van de) gezondheidstoestand en in enkele aspecten van huisartsenhulp tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden. De in
dit artikel gepresenteerde gegevens zijn gebaseerd op het Proef
Onderzoek Medische Consumptie (POMC) dat in 1979 door het
CBS is gehouden (circa 2.400 gezinnen met circa 7.250 personen). Deze enquele vormt, wat betreft de in de analyse be-
schouwde variabelen, een redelijke tot goede afspiegeling van de
Nederlandse bevolking.
Uit label 1 blijkt dat de fractie personen die lasl hebben van
een langdurige aandoening, ziekle of handicap, onder ziekenfondsverzekerden 25% hoger is dan onder particulier verzeker-
den. Na correctie voor verschillen in leeftijds- en geslachlsop-
van de gezondheidstoestand de kans op langdurige werkloosheid en arbeidsongeschiktheid (helgeen weer lot vermindering van inkomen leidt) en derhalve ook de kans op ziekenfondslidmaalschap;
3. een ,,minder gezonde” zal een baan in loondiensl prefereren
boven een baan als zelfstandige, helgeen bij een inkomen on-
der de loongrens in hel algemeen leidl lol een verplichl ziekenfondslidmaatschap ;
4. indien men de keuze heefl tussen een (vrijwillige of bejaarden-)ziekenfondsverzekering en een particuliere verzekering
zullen de ,,minder gezonden”,ceteris paribus, de ziekenfondsverzekering nemen vanwege het acceptatiebeleid (uit-
sluilingen/loeslagen) door de particulier verzekeraars.
Figuur 1 laal zien dal de (gepercipieerde) gezondheidstoestand
slechter wordt naarmate men ouder wordt. Dil geldl mel name
vanaf de leeftijd van ca. 20 jaar. De verschillen in gezondheidstoestand tussen de groepen ziekenfonds- en particulier verzekerden onder de 20 jaar zijn gering, terwijl deze verschillen in de
leeftijdsgroep van 20 lol circa 55 jaar, vooral bij mannen, loenemen. Deze bevinding zou erop kunnen wijzen dat na de leeftijd
van ca. 20 jaar de gezondheidstoestand van ziekenfondsverze-
kerden, met het loenemen van de leeftijd, sneller verslechtert
dan die van particulier verzekerden. Ook kan deze bevinding
erop duiden dat de bovengenoemde selectiemechanismen ,,cumulalief’ werken, dat wil zeggen de volgens deze selectiemechanismen bestaande samenhang lussen ziekenfondslidmaalschap
bouw lussen beide groepen bedraagl dit verschil 23%. Het percentage personen dal de eigen gezondheid als slechl, malig of re-
delijk beoordeell 9), bedraagl bij de particulier verzekerden 15%,
legenover 22% bij ziekenfondsverzekerden (deze percenlages
7) De klinische medische consumptie wordt in dit artikel niet geanalyseerd vanwege het ontbreken van een daarvoor geschikt gegevensbestand.
hebben belrekking op een qua leeftijds- en geslachlsopbouw ge-
In het vervolgonderzoek hopen wij hier aandacht aan te kunnen besteden.
lijke populalie). Uil ander onderzoek komen aanwijzingen dal
8) Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid. Herwaardering
van \relzijnsbeleid. Rapport 22, Staatsuitgeverij. ‘s-Gravenhage, 1982.
de verschillen in gezondheid vooral liggen op hel vlak van de
minder ernslige aandoeningen 10). Verschillen in gezondheid
tussen beide groepen verzekerden kunnen verklaard worden uil
verschillen in opleidingsniveau, medische kennis. werksitualie.
ESB 25-5-1983
9) Het alternatief hierbij is dat men de eigen gezondheid als goed of heel
goed beoordeelt.
10) M. Mootz. Sociale indicatoren, gezondheidstoestand en verzekeringsvorm, Medisch Contact. 1980, nr. 28, biz. 857-860.
457
Figuur 1. Fractie personen die een redelijke, matige ofslechte
Figuur 2. Aantal huisartscontacten (in drie maanden) a)
gepercipieerde gezondheid hebben a)
Aantal
contacten [
Fractie
personen j
Mannen
O.o
Mannen
1.5
0.6
Ziekenfonds
1.0
Ziekenfonds
0.4
0.5
Particulier
Particulier
0.2
0.0
30
40
Leeftijd
ZF: 2.549; PART: 1.010
0
o.o
0
10
20
ZF: 2.532; PART: 1.005
Fractie
30
40
Leeftijd
50
60
70
10
20
50
60
70
.
pcrsonen ‘
0.8
Vrouwen
Aanta)
contacten 1
1.5
Vrouwen
0.6
Ziekenfonds
Ziekenfonds
** *
1.0
0.4
Particulier
0.5
0.2
0.0 .
10
20
30
40
Leeftijd
50
60
70
20
30
40
Leeftijd
50
60
70
ZF: 2.644: PART: 977
ZF: 2.627; PART: 974
a) De grafieken zijn verkregen met behulp van kleinste kwadraten 5-de graads polynoom aanpassingen in de leeftijd. Onder de figuren staat op hoeveel personen van beide categorieen verzekerden
dc figuur betrekking heeft.
en gezondheidstoestand is bij de leeftijd van ca. 20 jaar in (zeer)
geringe mate aanwezig en neemt toe naarmate de leeftijd stijgt.
Het verschil tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden in
het aantal huisarts-patientcontacten in drie maanden (kortweg:
het aantal huisartscontacten) is ca. 18%. Het voor leeftijds- en
geslachtsopbouw gecorrigeerde verschil bedraagt ca. 10%. Het
aantal huisartscontacten (figuur 2) neemt tot de leeftijd van 10
a 15 jaar sterk af, waarna een geleidelijke stijging optreedt. Voor
mannen in de leeftijdsgroep van 20 tot 50 jaar, verzekerd in het
ziekenfonds, stijgt het aantal huisartscontacten (aanzienlijk)
sterker dan voor particulier verzekerde mannen in deze leeftijdsgroep. Deze bevinding is in overeenstemming met het in figuur
1 geschetste verschil in (gepercipieerde) gezondheidstoestand in
deze leeftijds-geslachtsgroep.
De fractie personen die medicijnen op recept van de huisarts
gebruiken (in twee weken) is in de groep van ziekenfondsverze-
kerden 30% groter dan binnen de groep van particulier verzekerden (na correctie voor leeftijds- en geslachtsopbouw: 20%).
3. Determinanten van huisartsenhulp
Alvorens aandacht te besteden aan de determinanten van de
verschillen in huisartsenhulp tussen ziekenfonds- en particulier
verzekerden, zullen wij eerst ingaan op enige determinanten van
gen is ongeveer 20% van de enquetes bij de multivariate analyses
buiten beschouwing gelaten (blijven over: 4.043 waarnemingen).
Zoals mag worden verwacht, hebben de indicatoren van de ge-
zondheidstoestand een grote invloed op het aantal huisartscontacten en op de kans op gebruik van medicijnen op recept van
de huisarts. Een ceteris paribus verandering van de gepercipieerde gezondheid van ,,heel goed” naar ,,matig, slecht” leidt tot een
toename van het aantal huisartscontacten met een factor 2 a 3.
lemand die last heeft van een langdurige aandoening, ziekte of
handicap heeft, ceteris paribus, naar verwachting 60% meer
huisartscontacten dan iemand zonder een van deze aandoeningen. Leeftijd blijkt, naast de gezondheidsindicatoren, vrijwel
geen invloed te hebben op het aantal huisartscontacten, maar
blijkt wel van invloed te zijn op de kans op medicijngebruik op
recept van de huisarts.
Belangrijke consumptiemogelijkheid-\ariabe\en zijn de verzekeringsvariabelen en variabelen die verband houden met de
,,tijdprijs”. De resultaten in label 2 geven aan dat een particulier
die (gedeellelijk) verzekerd is voor de kosten van huisartsenhulp
ceteris paribus 18% meer huisartscontacten en een 64% grotere
kans op medicijngebruik op recept van de huisarts (in twee weken) heeft dan een particulier die hiervoor niet verzekerd is 13).
het gebruik van huisartsenhulp. Naast gezondheid, leeftijd en geslacht kunnen nog vele andere factoren van invloed zijn op de
vraag naar medische hulp, zoals bij voorbeeld de verzekerings-
vorm, het aanbod van medische voorzieningen, de hoeveelheid
tijd benodigd om medische hulp te ontvangen, het opleidingsni-
veau, de gezinsgrootte en de consumptiegeneigdheid 11). In label 2 wordt een overzicht gegeven van de in onze multivariate
analyses gebruikte variabelen en wordt bij iedere verklarende variabele de procentuele (gereduceerde vorm) verandering in het
aantal huisartscontacten en in de kans op gebruik van door de
huisarts voorgeschreven medicijnen (in twee weken) aangegeven,
die optreedt als gevolg van een ceteris paribus verandering in de
betreffende verklarende variabele 12).
De analyses in deze paragraaf zijn uitgevoerd op het deelbestand van de POMC-enquete met personen van 18 jaar en ouder
(5.012 waarnemingen). Ten gevolge van niet beantwoorde vra458
11) Zie voor een uitgebreide beschouwing over consumptiegeneigdheid
M. Mootz. De patient en zijn naasten; de invloed van houdingen in het
persoonlijk nelwerk van de patient op zijn medische consumptie, Dissertatie, Rijksuniversiteit Limburg, 1981. Voor een systematise!! literatuuroverzicht van andere belangrijke determinanten van medische consumptie. zie van de Ven e.a.. art. cit. 1980.
12) Voor de specificatie en een verantwoording van het gehanteerde econometrischetwee-stapsmodel. zie Van Vlieten Van de Ven. op cit.. 1982,
Appendix C.
13) Vanwege de geringe respons op de vragen die betrekking hebben op
de eigen risico’s en eigen bijdragen was het niet mogelijk in de analyse variabelen op te nemen die aangeven in welke mate de particulieren verzekerd zijn voor de diverse vormen van medische consumptie. Degenen die
wel zijn verzekerd maar eigen bijdragen moeten betalen, hebben wij samengevoegd met degenen die volledig zijn verzekerd. Dit heeft een onderschatting van het ..verzekeringseffect” tot gevolg.
Tabel 2. Veranderingen in het aantal huisartscontacten en de
op recept van
de huisarts (in
De hier gevonden resultaten zijn vergelijkbaar met die van
Van de Ven en Van der Gaag 16). Uit hun analyse van een dataset met 3.636 particulier verzekerde gezinshoofden bleek dat,
onder gelijkhouding van onder andere ,,gezondheid”, aantal dagen ziek, leeftijd, gezinsgrootte, Opleidingsniveau en inkomen,
het verlagen van de eigen bijdrage voor de kosten van huisartsenhulp van 100% naar 20% leidde tot circa 40% meer huisartsconsulten en tot een stijging van ongeveer 40% in de uitgaven aan
medicijnen op recept van de huisarts. Uit veel (voornamelijk
2 weken) b)
Amerikaanse) studies, blijkt eveneens dat een stijging van de
kans op medicijngebruik op recept van de huisarts als gevolg
van een ceteris paribus verandering in de verklarende variabelen
Verandering in
Verklarende variabelen
verklarende variabelen a)
Procentuele
verandering
in het aantal
huisartscontacten (in
3 maanden)b)
Procentuele
verandering in
de kans op
medicijngebruik
rechtstreeks door de patient te betalen prijs, leidt tot een verminPerceptie van gezondheid . . . . .
heel goed -» matig, slecht
358″
230″
73**
60**
heel goed -* redelijk
heel goed — goed
Last van langdurige aandoening
neen
-. ja
Leeftijd . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
18-39
18-39
– 40-49 jaar
– 50-64 jaar
18-39
-.
man
man
-» vrouw
-. vrouw, 18-45 jaar
Geslacht . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Verzekering . . . . . . . . . . . . . . . .
Tijd benodigd voor huisartsbezoek . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
53**
–
5
20 — 66 min. per contact c)
95**
2
8**
49**
4
^ 65 jaar
–
102**
_
103**
–
50″
part, niet
verzekerd — ziekenf.
part, niet -. part, (gedeeltelijk)
verzekerd
verzekerd
8
56**
18*
64**
_
9**
–
9
–
3
–
3
dering van het gebruik van de desbetreffende medische diensten 17).
Het in label 2 vermelde effect van een verandering van ,,particulier, niet-verzekerd” naar ,,ziekenfondsverzekerd” mag niet
zonder meer als een verzekeringseffect worden ge’interpreteerd,
aangezien naast een wijziging in de verzekeringsdekking tegelijkertijd ook andere Veranderingen optreden, zoals bij voorbeeld
een wijziging in de honorering van de huisarts en van de specialist, in verwijskaartenregeling en veelal ook in ziektegeldregeling.
De totale tijd benodigd voor een bezoek aan de huisarts (samengesteld uit de reis-, wacht- en behandeltijd) heeft een nega-
tief effect op het aantal huisartscontacten: een ceteris paribus
Uren werkend in betaalde
baan . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Aantal huisartsen in de regie . .
293″
283″
0 -* 38 uur per week c)
Aantal specialisten in de regio .
0,267 – 0,391 per
1.000 inwonersc)
Apotheekhoudende huisarts . . .
2 — 5 personen c)
Opleidingsniveau . . . . . . . . . . . .
1 – 3c)
Medicijngebruik niet op recept.
neen -. ja
Wonend in stedelijke gemeente.
neen -> ja
2
—
25 **
tendichtheid een positieve respectievelijk negatieve invloed op
17″
–
18″
I I **
neen — ja
Gezinsgrootte . . . . . . . . . . . . . . .
–
stijging van de tijd benodigd voor een huisartsbezoek van 20 naar
66 minuten heeft een vermindering van het aantal huisartscontacten met 9% tot gevolg.
Van de aanftorf-variabelen hebben de huisartsen- en specialis-
–
0,328 – 0,385 per
1. 000 inwonersc)
–
5*
16″
7
–
18*
5
7*
–
16″
11
a) De waarden van de overige variabelen zijn hierbij gelijk aan hun steekproefgemiddelden.
b) De met een * resp. ** gemerkte percentages zijn berekend met behutp van signiflcante coeffi-
cienten (p = 0,10 resp. p = 0,05).
c) Deze Veranderingen komen globaal overeen met een verandering van (ft – a) -* (n + ff), waarbij ^ gelijk is aan het steekproefgetniddelde en a gelijk aan de standaardafwijking.
Bij de interpretatie van deze bevinding is het van belang welke
,,overige” variabelen constant zijn gehouden. In het geval dat
geen enkele andere variabele constant wordt gehouden, geeft de
het aantal huisartscontacten. Naarmate de huisartsendichtheid
groter is, is de gemiddelde praktijkgrootte kleiner, waardoor de
huisartsen meer tijd en aandacht aan hun patienten kunnen besteden. Een stijging van de huisartsendichtheid van 0,328 tot
0,385 18) leidt tot een toename van het aantal contacten met
11%. Dit is in overeenstemming met de bevindingen van Rutten
en van Hooijmans die constateren dat (in de ziekenfondssector)
een 10%-toename van de huisartsendichtheid leidt tot een 3 a
4%-reductie van het aantal verwijskaarten per verzekerde. 19).
Een toename van de specialistendichtheid heeft bij gelijkhouding van onder andere de huisartsendichtheid, een geringe afna-
me van het aantal huisartsencontacten tot gevolg.
Opmerkelijk is dat een persoon wiens huisarts een eigen apo-
betreffende coefficient het verschil weer in gemiddelde medische
theek heeft (onder gelijkhouding van onder andere urbanisatie-
consumptie tussen de groep wel-(resp. gedeeltelijk) verzekerden
en de groep niet-verzekerden. Dit verschil vormt dan onder meer
graad en gezondheid) 25% minder kans heeft op medicijngebruik
op recept van de huisarts (in twee weken) dan iemand die geen
een weerspiegeling van zowel het verzekeringseffect (,,men
maakt meer gebruik van de medische diensten omdat de verzekering betaalt”) als het selectie-effect, dat optreedt bij de keuze
apotheekhoudende huisarts heeft 20).
In overeenstemming met eerdere bevindingen 21) heeft de gezinsgrootte een negatief effect op het aantal huisartscontacten.
van de verzekeringsdekking. Deze selectie bestaat uit auto-selec-
tie (,,mensen met een slechte gezondheid willen zich zo goed mogelijk verzekeren”) en uit selectie door de verzekeraars (geen
,,brandende huizen” verzekeren). Ten einde van een verzekeringseffect te kunnen spreken, moet men het verschil kennen
tussen wel- en niet-verzekerde particulieren onder gelijkhouding
van de factoren die de in het verleden gemaakte keuze van de
verzekeringsdekking bepalen. Door in onze multivariate analyse
factoren op te nemen als gezondheidsindicatoren, leeftijd en geslacht, Opleidingsniveau, gezinsgrootte, aanbod van medische
voorzieningen en tijd benodigd voor een huisartsconsult, lijkt in
belangrijke mate aan deze voorwaarde te zijn voldaan.
Met betrekking tot de belangrijkste determinant van de verzekeringskeuze — de gezondheidstoestand — is het van belang dat
leeftijd (als proxy voor gezondheid), naast de in de analyse opgenomen gezondheidsindicatoren, geen invloed heeft op het aantal huisartscontacten. Blijkbaar wordt hier door de gezondheidsindicatoren reeds voldoende gecorrigeerd voor verschillen in gezondheidstoestand 14). We mogen derhalve aannemen dat het
bovengenoemde verschil van 18 procent in het aantal huisartscontacten tussen (gedeeltelijk) verzekerde en niet-verzekerde
particulieren grotendeels een verzekeringseffect is. Aangezien
een groot deel van degenen die voor huisartsenhulp (gedeeltelijk)
verzekerd zijn 15), in een of andere vorm nog een eigen bijdrage
moet betalen, is het effect van een verandering van niet verze-
kerd naar volledig verzekerd (zonder eigen bijdrage) groter dan
het hier vermelde effect.
ESB 25-5-1983
14) Leeftijd is wel van invloed op de kans op medicijngebruik op recept
van de huisarts. voorwaardelijk ten minste een huisartscontact, terwijl de
gezondheidsindicatoren hierop vrijwel geen invloed hebben. Dit is wellicht het gevolg van de korte periode waarop deze variabele betrekking
heeft, terwijl de gerondheidsindicatoren een veel langere periode bestrijken. Ook is het mogelijk dat de hier gebruikte gezondheidsindicatoren
weinig relevant zijn met betrekking tot medicijngebruik.
15) Zie voetnoot 13.
16) W. P. M. M. van de Ven en J. van der Gaag. Health as an unobservable, a MIMIC-model of demand for health care. Journal of Health Economics, 1982. nr. 1. biz. 157-183.
17) Zie hiervoor b.v. W. P. M. M. van de Ven, Eftecten van eigen bijdrage in de gezondheidszorg. Medisch Contact. 1980, nr. 35. biz. 155-157,
189-194, 216-218. en J. P. Newhouse, Insurance benefits, out-of-pockel
payments, and the demand for medical care: a review of the literature,
RAND-Corporation, Santa Monica, P-6134, 1978. Uit diverse (voorna-
melijk Amerikaanse) studies concludeert Newhouse dat het verschil tussen wel- en niet-verzekerden. wat betreft het aantal consulten en voorgeschreven medicijnen, globaal een factor twee bedraagt.
18) Dit komt overeen met een daling van de gemiddelde praktijkgrootte
van 3.049 naar 2.597 patienten.
19) F. F. H. Rutten, The use of health care facilities in the Netherlands,
an econometric analysis, Dissertatie, COEPS. Rijksuniversiteit Leiden.
1978, en E. M. Hooijmans, Schattingen van een model van de Nederlandse gezondheidszorg over de jaren 1974. 1975. 1976, Gezondheid en Samenleving, nr. 2. juni 1983.
20) Uit gegevens van de Ziekenfondsraad blijkt dat de kosten van het medicijngebruik van ziekenfondspatienten van apotheekhoudende huisartsen lager zijn dan die van ziekenfondspatienten van andere huisartsen.
21) Zie o.a. Van Vliet en Van de Ven. op. cit. 1982.
459
Naarmate een gezin groter is, zal men meer ervaring met allerlei
ziekten en lichamelijke klachten hebben en is men wellicht meer
geneigd (en in staat) om te proberen deze ..klachten” eerst zelf
te behandelen. Een persoon uit een gezin met 5 gezinsleden
Tabel 3. Bijdragen van belangrijke verklarende factoren aan
de verschillen lussen ziekenfonds- en particulier verzekerden in
het aantal huisartscontacten en de kans op medicijngebruik op
recept van de huisarts
heeft. ceteris paribus, 17% minder huisartscontacten dan iemand uit een gezin met 2 personen. De variabele ..medicijnge-
bruik niet-op-recept” kan worden gezien als een proxy voor de
geneigdheid tot ,,zelfdokteren”: als men op eigen initiatief medicijnen gebruikt, is men wellicht minder snel geneigd om de
hulp van de huisarts in te roepen. Uit label 2 blijkt dat personen
die niet-voorgeschreven medicijnen gebruiken 18% minder
huisartscontacten hebben dan degenen die niet aan ..zelfmedicatie” doen.
Samenvattend kunnen we concluderen dat naast de (indicaloren voor de) gezondheidstoestand ook de verzekeringsdekking
van invloed blijkt te zijn op de beschouwde aspecten van huisartsenhulp. Voorts blijken de tijd benodigd voor een huisartscontact. de huisartsendichtheid, de gezinsgrootte en het gebruik
van niet-voorgeschreven medicijnen. van invloed te zijn.
4. Determinanten van de verschillen in huisartsenhulp tussen
ziekenfonds- en particulier verzekerden
Ten slotte gaan we na in welke mate verschillen in de verklarende variabelen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden
bijdragen aan de verklaring van de in paragraaf 2 geconstateerde
verschillen in het aantal huisartscontacten en in de kans op medicijngebruik op recept van de huisarts. De hierbij gehanteerde
Verklarende factoren
Procentuele bijdrage aan het
verschil in het aantal huisartscontacten (in 3 maanden) a)
Perceptie van gezondheid . . . . .
124«*
Last van langdurige aandoening
34 **
Leeftijd . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
6
,9«
Procentule bijdrage aan het
verschil in kans op medicijngebruik op recept van de huisarts
(in2weken)a)
Geslacht . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
43**
8″
N
9**
10″
Tijd benodigd vooreen huisartscontact . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
–
!3**
–
Opleidingsniveau . . . . . . . . . . . .
–
34
– 12*
Overige in de analyse opgenomen variabelen . . . . . . . . . . . . . .
Niet expliciet in de analyse opgenomen variabelen . . . . . . . . .
Som van de bijdragen . . . . . . . .
4
8
–
2
42
44**
100 (= 0,067) b)
100 <= 0,0385)b)
a) De (procentuele) bijdragen zijn berekend als percentages van het totale voorspelde verschil. De
betekenis van de asterisken is gelijk aan die in tabel I.
b) Dit is het (totale) voorspelde verschil tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden (personen
18 jaar en ouder).
Van de in label 2 genoemde determinanten van huisartsenhulp blijken de (gepercipieerde) gezondheidsloesland. hel al dan
factoren die voor ziekenfonds- en particulier verzekerden verschillen. aangegeven met ..niet expliciet in de analyse opgenomen variabelen”.
Uil label 3 blijkl dal de bijdrage van de gezondheidsindicatoren aan hel verschil in hel aanlal huisarfscontaclen lussen ziekenfonds- en particulier verzekerden gelijk is aan ruim anderhalf
maal hel totale (voorspelde) verschil in het aantal huisartsenconlaclen. Dil betekenl dal als gevolg van de slechlere gezondheidstoestand van ziekenfonds- ten opzichte van particulier verzekerden, hel voorspelde verschil in hel aanlal huisartsconlaclen lussen beide groepen, ceteris paribus, groler is dan hel werkelijke
verschil 24). Er zijn echler ook facloren die een negalieve bijdrage leveren, helgeen belekenl dat als gevolg van verschillen in
niel lasl hebben van een langdurige aandoening, leeftijd, ge-
deze factoren de medische consumplie van particulier verzeker-
slachl. verzekeringsvorm en de tijd benodigd voor een huisartsconlact aan beide voorwaarden te voldoen 22). Hel opleidings-
den, celeris paribus. hoger is dan die van ziekenfondsverzekerden (zoals: de tijd benodigd voor een huisartscontact en hel opleidingsniveau).
De ..overige in de analyse opgenomen variabelen” (zoals: gezinsgroolle. uren werk. huisartsen- en specialislendichtheid)
blijken afzonderlijk en gezamenlijk slechts geringe bijdragen le
leveren aan de verklaring van hel verschil in het aantal huisartscontacten tussen beide groepen.
De bijdrage van de faclor ..niel expliciel in de analyse opgenomen variabelen” (waaronder hel verschil in verzekeringsdekking lussen ziekenfonds- en particulier verzekerden) aan hel
methode is gebaseerd op de idee dat een bepaalde variabele
slechts van invloed kan zijn op het verschil in medische consumptie tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden indien
aan de volgende twee voorwaarden is voldaan:
1. de variabele oefent invloed uit op de omvang van medische
consumptie;
2. de twee groepen verzekerden verschillen van elkaar wat deze
variabele betreft (b.v. de gemiddelden van deze variabelen
zijn niet gelijk).
niveau is slerk verschillend voor beide groepen, maar blijkt (in
deze analyse) een geringe invloed te hebben op huisartsenhulp.
De gezinsgrootte en de huisartsendichtheid hebben een significante invloed op huisartsenhulp. maar zijn nauwelijks verschillend voor beide groepen verzekerden, zodat van deze variabelen
geen substantiele bijdrage kan worden verwachl aan de verklaring van de consumptieverschillen tussen beide groepen verzekerden.
Met behulp van de in de multivariale analyse geschatte coef-
ficienlen en de verschillen in gemiddelden van de betreffende variabelen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden, zijn de
bijdragen geschat van de afzonderlijke facloren aan de verschil-
len lussen beide groepen in het aanlal huisartscontacten en de
voorspelde verschil in hel aanlal huisartscontacten bedraagt —
42% van het tolale voorspelde verschil in hel aanlal huisartsconlaclen lussen beide groepen. Mel behulp van hel onder particu-
kans op medicijngebruik op recept van de huisarts 23). In label
lier verzekerden geschalte effecl van de verzekeringsdekking op
huisartsenhulp kunnen we een globale uitspraak doen over hel
3 worden de bijdragen van belangrijke verklarende factoren aan
aandeel van het verschil in verzekeringsdekking lussen beide
deze verschillen gepresenteerd als percenlages van de lotale
voorspelde verschillen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden. Een positieve (respeclievelijk negatieve) bijdrage geefl
aan dal ziekenfondsverzekerden. celeris paribus, als gevolg van
de belreffende faclor gemiddeld meer (respeclievelijk minder)
medische consumplie hebben dan particulier verzekerden. De
groepen in deze faclor. Particulieren die voor de koslen van huisartsenhulp (gedeellelijk) verzekerd zijn. zullen wij hier aanduiden als ive/-verzekerd. Mel behulp van de in onze analyse gevon-
som van alle (posilieve en negalieve) procenluele bijdragen is gelijk aan 100% (= hel lolale voorspelde consumplieverschil).
Zoals uil label 2 blijkl hebben wij in de mullivariale analyse
een dummy-variabele opgenomen voor hel al dan niel bij een
ziekenfonds verzekerd zijn. In de vorige paragraaf is reeds ler
sprake gekomen dat de coefficienl van deze dummy-variabele
niel als een verzekeringseffect mag worden geinlerpreleerd. aangezien naast een wijziging in de verzekeringsdekking tegelijkertijd ook andere veranderingen optreden, zoals bij voorbeeld een
wijziging in de honorering van de huisarts en van de specialist
in verwijskaartregeling en veelal in zieklegeldregeling. In label 3
is de resullante van alle niet expliciel in de analyse opgenomen
460
22) Voor het gemiddelde van de in de analyses gebruikte variabelen.
apart voor ziekenfonds- en particulier verzekerden. zie Van Vliet en Van
de Ven. Appendix D.. op cit. 1982.
23) De methode voor het schatten van de afzonderlijke bijdragen van variabelen aan het totale verschil in de te verklaren variabelen is elders beschreven (Van Vliet en van de Ven, op. cit. 1982. biz. 63-64).
24) Intuitief komt dit overeen met de bevinding in paragraaf 2 dat het
verschil in de fractie personen die last hebben van een langdurige aandoening tussen beide groepen verzekerden groter is dan het verschil in het
aantal huisartscontacten (namelijk: 23% respectievelijk 10%, leeftijd-geslacht gecorrigeerd). Vanwege het ontbreken van informatie over de medische consumptie op klinisch en poliklinisch niveau mag de hier gepresenteerde bevinding niet worden gemterpreteerd als een aanwijzing dat
ziekenfondsverzekerden. gegeven hun gezondheidstoestand. minder medische hulp ontvangen dan particuleir verzekerden.
den resultaten. kunnen wij tot de volgende uitspraken komen 25):
— indien alle particulier «/e?-verzekerden de gemiddelde verzekeringsdekking krijgen van de huidige particulier vre/-verzekerden, dan neemt het aantal huisartscontacten van de eerstgenoemde groep met 18% toe (zie label 2). Hierdoor stijgt het
voorspelde aantal huisartscontacten van de totale groep particulieren, waardoor de meer-consumptie van ziekenfondsten opzichte van particulier verzekerden met ruim de helft af-
neemt;
— indien alle vw/-verzekerde particulieren een verzekering krijgen waarbij de huisartsenhulp niet is meeverzekerd, dan
neemt de vraag naar huisartsenhulp van deze groep af, waardoor het verschil in het aantal huisartscontacten tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden meer dan verdubbelt.
Bedacht moet worden dat het hier gaat om een relatief gering
verschil tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden van 10%
in het huisartsbezoek. De hier gevonden resultaten kunnen niet
worden gegeneraliseerd naar de aanzienlijk grotere verschillen
op ziekenhuisniveau.
voor een eigen bijdrage, en komen aanwijzingen dat de prijsgevoeligheid ten aanzien van medische consumptie toeneemt naarmate het inkomen afneemt 28). Het is derhalve aannemelijk te
veronderstellen dat ook in de ziekenfondssector een flinke prijsgevoeligheid voor medicijngebruik op recept aanwezig is. De
door staatssecretaris Van der Reyden aangekondigde evaluatie
van de per 1 februari 1983 in de ziekenfondsverzekering ingevoerde eigen bijdrage voor geneesmiddelen zal hierover wellicht
meer duidelijkheid kunnen verschaffen.
De hogere consumptie van medische zorg op huisartsniveau
(aantal contacten, medicijngebruik) van ziekenfonds- ten opzichte van particulier verzekerden blijkt, wat betreft de in onze
analyses beschouwde variabelen, voor het grootste gedeelte te
kunnen worden verklaard uit verschillen in gezondheidstoestand
tussen beide groepen. Daarnaast speelt ook het verschil in verzekeringsdekking een belangrijke rol, hetgeen op de volgendewijze kan worden geillustreerd. Thans is ongeveer tweederde van
de particulier verzekerden (gedeeltelijk) verzekerd voor de kosten van huisartsenhulp (ziekenfondsverzekerden zijn alien voiledig verzekerd voor huisartsenhulp). Met behulp van de in onze
analyse gevonden resultaten kan berekend worden dat de meerconsumptie van ziekenfonds- ten opzichte van particulier verze-
De bijdragen van de gezondheidsindicatoren aan het verschil
in de kans op gebruik van door de huisarts voorgeschreven medicijnen tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden, bedraagt ongeveer de helft van het totale verschil in kans tussen
beide groepen. Verschillen in leeftijds- en geslachtsopbouw leiden tot een verschil in kans op medicijngebruik op recept van de
huisarts ter grootte van circa 20% van het totale verschil in deze
kans tussen beide groepen.
kerden in het aantal huisartscontacten, die ca. 10% bedraagt,
naar verwachting globaal zou halveren respectievelijk verdubbelen indien alle particulieren wel voor huisartsenhulp zouden zijn
verzekerd 29) resp. niet hiervoor zouden zijn verzekerd.
In dit artikel is tussentijds verslag gedaan van een onderzoek
naar verschillen in medische consumptie tussen ziekenfonds- en
particulier verzekerden. Wij hebben ons hier beperkt tot enige
De procentuele bijdrage van de factor ,,niet expliciet in de
aspecten van de eerstelijnshulp (huisartscontacten. voorgeschre-
analyse opgenomen variabelen” aan het verschil in kans op medicijngebruik op recept van de huisarts, bedraagt 44%.
ven medicijnen). In het vervolgonderzoek zullen ook diverse aspecten van de tweedelijnshulp (specialistenconsulten, ziekenhuisopnamen) worden onderzocht. Zoals bekend bedragen de
kosten van de tweedelijnshulp een veelvoud van die van de eerstelijnshulp. Een belangrijke vraag hierbij zal zijn of de meerconsumptie in het aantal ziekenhuis verpleegdagen — die ca.
45% bedraagt en derhalve aanzienlijk groter is dan die in het
aantal huisartscontacten — door dezelfde factoren wordt veroor-
Ook hier kunnen we slechts een globale uitspraak doen over
de bijdrage van verschillen in gemiddelde verzekeringsdekking
tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden aan het verschil
in medicijngebruik op recept van de huisarts. Indien alle particulieren de gemiddelde verzekeringsdekking voor de kosten van
huisartsenhulp krijgen van de huidige particulier wel-verzeker-
den, dan stijgt de kans op medicijngebruik op recept van de huisarts voor de particulier verzekerden met 15% en neemt het verschil in deze vorm van medische consumptie tussen ziekenfondsen particulier verzekerden met circa tweederde af.
zaakt als b.v. de meer-consumptie in het aantal huisartscontac-
5. Samenvatting en discussie
Het gegevensbestand van het Proef Onderzoek Medische Consumptie (POMC) waarop de hier gepresenteerde resultaten zijn
van de door het Centraal Bureau voor de Statistiek gehouden
Gezondheidsenquete 30), zal ook aandacht besteed worden aan
gebaseerd, geeft een bevestiging van eerdere bevindingen dat zie-
de mate waarin de medische hulp plaatsvindt op initiatief van de
kenfondsverzekerden gemiddeld een slechtere gezondheid 26)
hebben dan particulier verzekerden. Dit verschil in gezondheid
kan samenhangen met verschillen in factoren zoals b.v. beroepsrisico, opleidingsniveau of woonsituatie en kan ook verklaard
worden door selectiemechanismen ten aanzien van het ziekenfondslidmaatschap. Op basis van de in het POMC-bestand be-
patient of van de arts (onder andere eerste consult versus vervolg-consult). Nagegaan zal worden in hoeverre hierbij sprake is
van verschillen voor ziekenfonds- en particulier verzekerden en
ten. Gezien de in de inleiding vermelde bevinding van Hooijmans en Rutten is het niet onwaarschijnlijk dat ook het aanbod
van de voorzieningen hierbij een belangrijke rol speelt.
In het vervolgonderzoek, waarbij gebruik zal worden gemaakt
schikbare gezondheidsindicatoren mag voorzichtig worden geconcludeerd dat deze verschillen, met name voor mannen, toenemen in de leeftijdsgroep van 20 tot ca. 55 jaar. Uit een ander
onderzoek komen aanwijzingen dat de verschillen in gezondheid
vooral lijken te liggen op het vlak van de minder ernstige aandoe-
ningen.
Uit onze multivariate analyses, die gebaseerd zijn op de en-
quetegegevens van personen van 18 jaar en ouder, blijkt dat
naast de grote invloed van de gezondheidsindicatoren, ook de
voor een huisartscontact benodigde tijd, de gezinsgrootte, de specialistendichtheid en het gebruik van niet-voorgeschreven medicijnen (als indicator voor de neiging tot ,,zelfdokteren”) een ne-
gatieve invloed hebben op het aantal huisartscontacten. Voorts
blijkt een 10%-toename van de huisartsendichtheid te leiden tot
een 7%-toename van het aantal huisartscontacten.
Onder gelijkhouding van bovengenoemde factoren blijkt een
particulier die gedeeltelijk ofvolledig verzekerd is voor de kosten
van huisartsenhulp, naar verwachting ca. 18% meer huisartscontacten en een ca. 64% 27) grotere kans op medicijngebruik op
recept van de huisarts (in twee weken) te hebben dan een particulier die hiertegen niet is verzekerd. Uit ander onderzoek blijkt
eveneens dat het gebruik van medicijnen op recept gevoelig is
ESB 25-5-1983
de substitutie tussen diverse vormen van medische hulp en aan
in hoeverre de omvang van de verzekeringsdekking van de patient (eigen risico’s) en de honorering van de arts hierbij een rol
spelen.
Rene van Vliet
Wynand van de Ven
25) Het voorspelde aanlal huisartsconlacten voor de groep ziekenfondsverzekerden. de totale groep particulier verzekerden, de groep wel-verzekerde particulieren en de groep niet-verzekerde particulieren. bedraagt
0,75, 0.68. 0,72 resp. 0.61. Ongeveer eenderde van de particulier verzekerden behoort tot de groep m’pr-verzekerden.
26) Gemeten met behulp van twee gezondheidsindicatoren.
27) Ruim eenderde deel van dit totale effect is een indirect effect via het
grotere aantal huisartscontacten (waardoor de kans op medicijngebruik
stijgt).
28) Zie hiervoor b.v. Van de Ven. art. cit.. 1980.
29) Dat wil zeggen. in dezelfde mate verzekerd als degenen die thans (gedeeltelijk) voor huisartsenhulp zijn verzekerd. Indien alle particulieren
rolledig verzekerd zouden zijn voor huisartsenhulp, zou het verschil tussen ziekenfonds- en particulier verzekerden nog meer afnemen.
30) De Gezondheidsenquete biedt aanzienlijk meer onderzoeksmogelijkheden dan de tot nu toe beschikbare gegevens bestanden. Het aantal waarnemingen is voldoende groot om ook ziekenhuishulp te analyseren (de
kans op een ziekenhuisopname in een bepaald jaar bedraagt gemiddeld
ca. 0,10). Gedetailleerde informatie is beschikbaar over, onder andere, diverse vormen van medische consumptie, de aard van de klacht. het tijdstip van medische hulp. het initiatief tot medische hulp. het inkomen, de
verzekeringsvorm en, voor particulier verzekerden, de omvang van de
verzekeringsdekking.
461