RENÉ VAN VLIET BIJLAGE 8

BEREKENING NORMBEDRAGEN RISICOVEREVENINGSMODEL 2007

RENÉ VAN VLIET

BIJLAGE 8

25 SEPTEMBER 2007

1

1

INLEIDING

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

3

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

4

2

CORRECTIES EN SELECTIES

2.1 (Voormalig) ziekenfondsverzekerden Vektis heeft begin dit jaar databestanden aangeleverd met gegevens op individueel, verzekerdeniveau over 2004 van 21 ziekenfondsen. Het ging daarbij per ziekenfonds om bestanden met: 1. gegevens over 2004 met betrekking tot verzekerdenkenmerken (leeftijd op 31-12-2004, geslacht, postcode, verzekeringsgrond, inschrijfduur) en kosten op transactiebasis (onderscheiden naar een tiental zorgvormen); 2. kostengegevens over 2004 met betrekking tot perioden van vertraagde aanmelding [deze kosten vielen niet onder de ZFW-verstrekkingenbudgettering en zitten daarom niet in de bestanden van (1), doch per 2006 vallen ze wel onder de Zvw-risicoverevening]; 3. een opsplitsing van de kosten van ziekenhuiszorg over 2004 in een vast en een variabel deel; 4. receptgegevens over 2003 (waarmee de FKG-indeling kan worden vastgesteld; zie verderop); 5. opnamen, verpleegperioden en vijf nevenverrichtingen over 2003 (waarmee – na koppeling met LMR2003 – de DKG-indeling is bepaald; zie Van Vliet en Vandermeulen, 2005). Via het unieke verzekerdenidentificatienummer zijn deze bestanden met elkaar te koppelen. Net als bij de Overall Toets van vorig jaar (WOR116b) was het hiermee mogelijk informatie van in principe alle verzekerden van bijna alle ziekenfondsen bij de berekening van de normbedragen te betrekken. Alleen van één zeer klein fonds was geen informatie beschikbaar over 2004; qua aantal verzekerden kwam de dekkingsgraad daarmee uit op 99,97%. Evenals voor 2003, is dus voor 2004 per verzekerde per verstrekking bekend hoeveel kosten zijn gemaakt gedurende perioden van vertraagde aanmelding. Deze kosten – in totaal circa 156 miljoen euro1 – zijn opge1

De totale kosten in de bestanden met gegevens op individuniveau over vertraagde aanmelding bedragen feitelijk 158 miljoen euro. Dit betreft 17 ziekenfondsen. Voor drie fondsen was deze informatie alleen op macroniveau bekend (tezamen circa 9 miljoen euro), en voor één in het geheel onbekend. De drie bedoelde fondsen bleken de duur van de perioden vertraagde aanmelding meegenomen te hebben in de reguliere data zodat het zinvol was de betreffende kosten naar rato te verdelen over de groep van 0-jarigen, die verantwoordelijk is voor ongeveer ¾ van de kosten tijdens vertraagde aanmelding. Met deze correctie en met het wegvallen van kosten vertraagde aanmelding van perso-

5

teld bij het reguliere bestand van WOR2004; dit gaat om circa 212.000 verzekerden.2 De inschrijfduur van de betreffende verzekerden is hiervoor aangepast, wat ruim 15.000 extra verzekerdenjaren opleverde. Het WORbestand 2004, dat 10,7 miljoen records bevat van personen die gedurende 2004 één of meer dagen zijn ingeschreven geweest bij een ziekenfonds, representeert daarmee 10,2 miljoen verzekerdenjaren. Om diverse redenen heeft Vektis hiervan ruim 25.000 records met bijna 15.000 verzekerdenjaren afgekeurd.3 Deze zijn daarom bij de berekening van de normbedragen 2007 buiten beschouwing gelaten. Hetzelfde geldt voor ruim 500 records van verzekerden met postcodes die niet bestaan in Nederland. Omdat we voor hen geen regioclusters kunnen koppelen, zijn ze niet bij de analyses betrokken. De analyses zijn uiteindelijk uitgevoerd op in totaal 10.677.879 records die 10.171.389 verzekerdenjaren vertegenwoordigen; ongeveer dezelfde aantallen als waarop het vereveningsmodel 2006 is doorgerekend (WOR116b). Met betrekking tot de pakketmaatregelen van 2004 was alleen zittend ziekenvervoer nog van belang (de andere maatregelen zijn automatisch al in de kostendata – van 2004 – neergeslagen). Omdat evenwel de kostenconsequenties van diverse herzieningen van de betreffende maatregel globaal overeenkomen met het effect van de later dan oorspronkelijk geplande invoering, is hiervoor geen correctie toegepast. Twee opmerkingen met betrekking tot de door Vektis uitgevoerde opsplitsing van ziekenhuiskosten in een vast en een variabel deel: • voor één ziekenfonds bleek de opsplitsing per abuis in 37 gevallen te hebben geleid tot zeer hoge vaste kosten – gemiddeld meer dan 100.000 euro – gecombineerd met zwaar negatieve variabele kosten. In deze gevallen is de som van beide kostencomponenten genomen, welke vervolgens is opgesplitst in de verhouding vast : variabel die voor het betreffende ziekenfonds als geheel gold. • Voor bijna 2.000 verzekerden met ziekenhuiskosten ontbrak de gedetailleerde informatie die nodig is om deze kosten op te splitsen. Voor deze verzekerden is de verhouding vast : variabel gehanteerd die voor

2

3

6

nen die niet in de reguliere data aanwezig bleken te zijn, kon 156 van de in totaal 167 (= 158 + 9) miljoen euro bij de analyses betrokken worden. De kosten van ziekenhuiszorg tijdens vertraagde aanmelding waren niet onderscheiden naar een vast en een variabel deel. Deze opsplitsing hebben we in de data aangebracht door middel van leeftijd- en geslachtspecifieke factoren berekend op de “reguliere” ziektekosten (i.e.: op de kosten van ziekenhuiszorg die niet tijdens vertraagde aanmelding zijn ontstaan). Een toelichting op de controles en correcties die Vektis heeft uitgevoerd wordt gegeven in Stoimenova en en Suurenbroek (2006).

alle verzekerden met ziekenhuiskosten bleek te gelden, te weten: 37% om 63%.

2.2 (Voormalig) particulier verzekerden De gegevens van particulier verzekerden over 2004 die in dit onderzoek zijn gebruikt, komen uit het STAT-informatiesysteem van Vektis. Het gaat om bijna 5 miljoen verzekerden van 24 particuliere verzekeraars, waaronder de vier publiekrechtelijke verzekeraars (DGPV, IZA, IZR en IZA/AZ).4, 5 Per verzekeraar zijn bestanden geleverd met: 1. gegevens over 2004 met betrekking tot verzekerdenkenmerken (leeftijd op 31-12-2004, geslacht, postcode, eigen risico, inschrijfduur6), schades op transactiebasis (uitgesplitst naar een tiental schadesoorten) en huisartsconsulten in 2004; 2. een opsplitsing van de kosten van ziekenhuiszorg over 2004 in een vast en een variabel deel; 3. FKG-indeling (voor 15 van de 24 verzekeraars)7; 4. schadegegevens over ziekenhuiszorg en specialistische zorg in 2003 op notaniveau, waaruit informatie is af te leiden over ziekenhuisopnamen en vijf nevenverrichtingen (waarmee – na koppeling met LMR2003 – de DKG-indeling is bepaald).

4

5

6

7

In een laat stadium zijn van nog één verzekeraar kostengegevens aangeleverd. Daarvoor waren echter geen FKG’s en DKG’s beschikbaar, lag het aantal huisartsconsulten op 1/7-de van het gemiddelde bij de andere verzekeraars, waren de gemiddelde kosten in het gegevensbestand op individuniveau 25% lager dan de macrokosten die de verzekeraar zelf aangaf, waren de eigen risico’s niet (volledig) toegewezen aan de individuele verzekerden van elke polis, en kwam een groot deel (waarschijnlijk bijna een kwart) van de verzekerden met meerdere, ongerelateerde verzekerdennummers in de data voor. Deze gegevens zijn daarom niet bij de analyses betrokken. Verder zijn gegevens aangeleverd van 12 volmachten, met in totaal circa 160.000 verzekerden(jaren). Hiervoor waren echter noch FKG’s, noch DKG’s beschikbaar. Omdat er ook geen kosten- en andere gegevens over 2003 bekend zijn, is simulatie op individuniveau van deze kenmerken (praktisch) uitgesloten. Bovendien lijkt de meerderheid van de verzekerden twee keer – of zelfs vaker – met verschillende verzekerdennummers in de betreffende bestanden voor te komen. Om al deze redenen blijven de volmachten geheel buiten beschouwing. De inschrijfduur – en daarmee het gewicht in de analyses – van elke individuele, particulier verzekerde heeft Vektis afgeleid uit de (patronen in de) vier peilmomenten per jaar (ja/nee “actief” op de eerste dag van het kwartaal). Voor kinderen geboren in het laatste kwartaal is de inschrijfduur bepaald op basis van de geboortedatum, terwijl voor bijna 40.000 verzekerden die op geen enkel van de vier peilmomenten actief waren, een inschrijfduur van 1,5 maanden is aangehouden. Feitelijk zijn FKG’s op basis van recepten in 2003 voor 17 verzekeraars beschikbaar, doch voor twee daarvan hebben we geen kosten- en verzekerdengegevens over 2004.

7

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

8

•

•

•

zekerdennummer plus geboortedatum en geslacht zijn de betreffende records samengevoegd. De opgetelde inschrijfduren lagen allemaal op vier kwartalen of minder zodat deze aanpassing inderdaad zeer waarschijnlijk correct is. Voor één verzekeraar waren de aantallen huisartsconsulten dusdanig ongeloofwaardig dat een modelmatige opsplitsing is gemaakt van de kosten huisartszorg in consulten en overige kosten. Hiervoor zijn door Vektis berekende leeftijd- en geslachtspecifieke verhoudingscijfers gebruikt. Voor twee verzekeraars met onwaarschijnlijk weinig huisartskosten en -consulten zijn deze beide grootheden op aanwijzing van Vektis opgehoogd met 55 en 79%. De huisartsconsulten zijn nog opgehoogd met door Vektis aangeleverde verzekeraarspecifieke percentages in verband met schade-uitloop. Voor transactiejaar 2004 zijn namelijk gegevens beschikbaar op kasbasis tot en met het derde kwartaal van 2005, waardoor ongeveer 1% van de totale schade op transactiebasis ontbreekt. Vektis had de schade-variabelen hiervoor al gecorrigeerd, maar niet het aantal huisartsconsulten.

Van de 24 verzekeraars zijn de volgende groepen van verzekerden in de analyses buiten beschouwing gelaten: • postcode onbekend [voor het overgrote deel postcodes 0 (= onbekend) of 1 (= buitenland)]: hiervoor is het regiocluster niet vast te stellen (circa 65.000 verzekerden); • type verzekering onbekend (publiek, WTZ, maatschappijpolis, aanvullende verzekering): deels was pakketharmonisatie niet mogelijk, deels valt dit niet onder de Zvw (circa 60.000); • de verzekerden van twee verzekeraars die in de loop van 2004 zijn ingestroomd in de portefeuille van een derde: hiervoor was de inschrijfduur niet goed te bepalen terwijl bovendien de koppeling met FKG’s en DKG’s – gebaseerd op zorggebruik in 2003 – problemen opleverde (circa 160.000); • actieve militairen verzekerd bij SZVK: deze vallen niet onder de Zvw. Uiteindelijk blijven hiermee 4.758.411 records over die 4.324.096 verzekerdenjaren vertegenwoordigen. Dat is rond de 350.000 minder dan in principe beschikbaar waren voor de Overall Toets van vorig jaar. Toen viel echter uiteindelijk nog ongeveer eenderde af vanwege ontbrekende FKGinformatie. Dat is nu niet het geval (zei verderop). Per saldo kunnen we daarom ongeveer 1,2 miljoen particulier verzekerden extra bij de doorre-

9

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

10

3

BEWERKING KOSTEN

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

11

3.2 Schatten huisartsconsulten (ziekenfonds) Per 2006 worden de huisartsen betaald via een gemengd systeem, grotendeels gebaseerd op consulten en abonnement, zowel voor hun (ex-) ziekenfonds- als (ex-) particulier verzekerde patiënten. Uiteraard is in de ziekenfondsgegevens van 2004 geen informatie bekend over het aantal huisartsconsulten. Daarom is in WOVM693 (Deel II, pagina 31 e.v.) een methodiek ontwikkeld waarmee we voor elke verzekerde het aantal consulten kunnen inschatten op basis van een regressiemodel dat is geschat op informatie uit de POLS-enquête van het CBS. De set van verklarende variabelen in dit model omvat: leeftijd, geslacht, verzekeringsgrond, OAD, ja / nee chronische aandoening, plus vier indicatoren van zorggebruik (recepten, specialistbezoek, ziekenhuisopnamen, fysiotherapiebezoek). 8Bedoelde methodiek is ook toegepast op de WOR2004-gegevens, waarbij nog een door Vektis op particuliere data berekende correctie is toegepast vanwege de te geringe leeftijdsgradient. Bovendien is een integrale ophoging van consulten naar consulteenheden toegepast (+10%). Hiermee komt het gemiddeld aantal consulteenheden voor ziekenfondsverzekerden precies overeen met het aantal waarvan in de afspraken d.d. 14 juli 2005 tussen LHV, ZN en VWS vanuit is gegaan.

3.3 Huisartsenbekostiging Voor de huisartskosten bevat Appendix A uit Deelrapportage V van WOR229 een uiteenzetting van de wijze waarop de in het WOR/STATbestand 2004 waargenomen kosten en huisartsconsulten zijn vertaald naar de nieuwe bekostigingssystematiek van 2007. Daarin zijn de desbetreffende afspraken tussen LHV, ZN en VWS verwerkt. Voor een bepaalde ziekenfondsverzekerde komt de vertaling erop neer dat eerst 56% van de overige huisartskosten – welke als zodanig in de WOR2004-data zijn te herkennen, naast de kosten van het abonnementshonorarium – rechtstreeks overgaat naar de nieuwe bekostigingsstructuur. Daarbij tellen we dan het nieuwe abonnementstarief op, plus het (geschatte) aantal consulten van de betreffende verzekerde vermenigvuldigd met het consulttarief. Deze twee tarieven zijn in WOR229 (Deel V) op kostenniveau 2004 vastgesteld op 52,08 respectievelijk 9,25 euro, uitgaande van 8

12

Probleem hierbij vormde drie ziekenfondsen met een – in vergelijking tot voorgaande jaren én tot andere fondsen – onwaarschijnlijk laag aantal eerste polikliniekbezoeken, terwijl deze variabele een niet onbelangrijke rol speelt bij de raming van het aantal huisartsconsulten. Dit is opgelost door het aantal eerste polikliniekbezoeken bij deze verzekeraars te benaderen via het al dan niet hebben van kosten voor specialistische hulp.

tarieven in 2006 van 59,39 en 10,75 euro (dit is inclusief diverse opslagen die we – vanzelfsprekend – in de WOR/STAT-bestanden van 2004 nog niet tegenkomen). Voor een particulier verzekerde komt de vertaalslag naar de huisartsbekostiging van 2006 erop neer dat 61% van de geregisteerde huisartskosten minus de kosten van consulten (bij een tarief van 24,80 euro) overgaat naar de nieuwe bekostigingsstructuur. Vervolgens komt daar het nieuwe abonnementstarief bij van 52,08 euro, evenals de consulten maal het consulttarief van 10,75 euro. Ten opzichte van de huidige huisartsenbekostiging resulteert een en ander in een kostenverschuiving van ziekenfonds naar particulier van ruim 1 euro, gemiddeld per verzekerdenjaar (prijsniveau 2004).

3.4 Flexizorg (ziekenfonds) Met ingang van 2002 bevatten de WOR-bestanden een kostencategorie “flexizorg”. Vooralsnog is hiervoor geen afzonderlijk deelbedrag in het MPB vastgesteld. De betreffende kosten dienen uiteraard wel verwerkt te worden in de normbedragen 2007. Overeenkomstig de Overall Toets voor het risicovereveningsmodel 2006 (WOR116b) is dit gebeurd door bij elk individu apart zijn/haar eventuele kosten voor flexizorg op te delen naar de onderscheiden zorgvormen. Wat betreft de opsplitsing naar overige prestaties, ziekenhuiszorg-variabel en ziekenhuiszorg-vast is dit gedaan in de verhoudingen van 40 : 40 : 20. De verdere opdeling naar de afzonderlijke componenten van de overige prestaties is in principe naar rato uitgevoerd, dat wil zeggen: voor het gehele WOR-bestand 2004 hebben we vastgesteld welk deel van overige prestaties is besteed aan huisartsenzorg, welk deel aan farmacie, etc., en vervolgens zijn de eventuele kosten flexizorg van elk individu afzonderlijk in deze verhoudingen opgesplitst. Omdat verloskunde en kraamzorg alleen van toepassing zijn voor vrouwen in een bepaalde leeftijdsgroep, zijn deze kosten hierbij buiten beschouwing gebleven (bovendien zal naar verwachting zeer weinig flexizorg op deze zorgvormen betrekking hebben).

3.5 Eigen risico’s (particulier) De eigen bijdragen en eigen risico’s in de (voormalige) particuliere sector leiden er enerzijds toe dat een (klein) deel van de ziektekosten buiten beeld van de verzekeraars blijft, en dus niet in het STAT-bestand 2004 zitten, terwijl anderzijds überhaupt minder zorg wordt geconsumeerd van-

13

wege het remmende effect (men moet een deel van de kosten zelf betalen). Om hiervoor te corrigeren en daarmee de kosten van particulier verzekerden zoveel mogelijk op dezelfde leest te schoeien als die van ziekenfondsverzekerden, zijn de volgende ophogingen toegepast: • voor publiekrechtelijk verzekerden – met uitzondering van IZA/AZ9 –, met eigen bijdragen van 10 tot 20% voor extramurale kosten (inclusief poliklinische specialistische zorg, exclusief farmacie), is een remgeldeffect van 5% aangehouden, wat, gemeten over alle kosten, neer komt op een kostenophoging met 1,4%10. • Voor privaatrechtelijk verzekerden met een eigen risico – met uitzondering van WTZ-ers en 65-plussers – zijn de ingeschatte effecten van remgeld plus ontbrekende kosten door Vektis berekend per schadesoort en per leeftijd/geslacht (WOR233). Dit betreft een verfijning van de procedure van de Overall Toets 2006 (WOR116b) omdat daar een gelijke ophoging werd toegepast, ongeacht schadesoort en leeftijd/geslacht. • Voor WTZ-ers met een eigen risico van 53 euro (dit gaat om alleenstaanden) en voor privaatrechtelijke 65-plussers zijn de ophogingspercentages aangehouden van Tabel 2 in WOR116b. • Voor WTZ-ers met een eigen risico van 106 euro (dit gaat om gezinnen) zou Tabel 2 van WOR116b een ophoging met 9% impliceren, wat in geld uitgedrukt neerkomt op gemiddeld ruim 250 euro, en dat lijkt wat veel, zeker ook in verhouding tot het eigen-risicobedrag. Daarom is vorig jaar besloten om voor deze groep van WTZ-ers een ophoging van effectief 2% te hanteren. De overall effecten voor publiekrechtelijk verzekerden en voor privaatrechtelijk verzekerden met een maatschappijpolis of een WTZ-polis, zijn 1,4%, 5,2% respectievelijk 1,3%. De ophogingen zijn toegepast nadat alle hiervoor beschreven bewerkingen waren uitgevoerd; daarbij zijn de kosten van het inschrijftarief voor huisartsen buiten beschouwing gelaten. Genoemde ophogingen blijken overall uit te komen op 5,4% voor de overige prestaties, 1,8% voor ziekenhuiszorg-variabel inclusief specialistische 9

10

14

IZA/AZ kent eigen risico’s van 45 en 90 euro voor alleenstaanden respectievelijk gezinnen en loopt wat de ophogingen betreft mee met de privaatrechtelijk verzekerden. Uit Tabel 5 van Van Vliet (2004) blijkt, heel globaal, dat een eigen bijdrage van 10% leidt tot een remgeldeffect van naar verwachting –5%. Dit cijfer is gebruikt voor de ophoging van de kosten die voor publiekrechtelijk verzekerden onder de eigen bijdragen vallen. In financiële termen omvat dat ongeveer 1/3de van het pakket, waardoor over alle kosten gemeten de ophoging op ongeveer 1,4% uitkomt.

zorg, en 1,6% voor ziekenhuiszorg-vast. In totaal is dat 3,2%. In de laatste fase van de Overall Toets 2006 (WOR116b) bedroeg de (vrijwel) integraal toegepaste opslag in verband met deze effecten 3,8%.

3.6 DBC-correctie Per 1 januari 2005 zijn de Diagnose Behandel Combinaties (DBC’s) ingevoerd voor de betaling van ziekenhuizen en specialisten. De verwachting is dat dit een verschuiving van de kosten van ziekenhuiszorg teweegbrengt tussen patiëntengroepen. Prismant heeft vorig jaar leeftijd- en geslachtspecifieke correctiefactoren berekend (WOR097), welke een verschuiving van de kosten van oud naar jong laten zien. Deze factoren zijn meegenomen in de berekening van de normbedragen voor 2006. Nieuwe bevindingen hebben echter dusdanige twijfels doen rijzen over de juistheid van deze correcties (WOR216), dat het verstandiger wordt geacht het vereveningsmodel 2007 te baseren op ongecorrigeerde kostengegevens (van 2004).

15

4

BEWERKING VEREVENINGSCRITERIA

Naast bewerkingen van de kosten zijn voor 2007 ook een viertal aanpassingen van de vereveningscriteria van belang. Het gaat dan om de Farmaceutische Kosten Groepen (FKG’s), de Diagnose Kosten Groepen (DKG’s), de regio-indeling en om de aard van het inkomen.

4.1 FKG’s In het risicovereveningsmodel van 2006 spelen 17 FKG’s een rol, afgeleid uit specifieke soorten medicijnen die verzekerden in het voorafgaande jaar voor ten minste 181 dagen hebben voorgeschreven gekregen. De FKG’s vormen een indicator voor de aanwezigheid van chronische aandoeningen. Het risicovereveningsmodel 2007 kent drie extra FKG’s: voor psychische aandoeningen, kanker en groeihormonen. Daarnaast tellen nu alle FKG’s mee waarbij een verzekerde is ingedeeld [maximaal dus 20; het feitelijk maximum is 7 (dit komt slechts enkele keren voor)].11 De FKGsystematiek beperkt zich dus niet meer tot de belangrijkste c.q. duurste FKG per verzekerde, zoals de afgelopen jaren het geval was. Voor de onderhavige analyses op basis van de kosten in 2004 konden de FKG’s van de ruim 10 miljoen ziekenfondsverzekerden rechtstreeks worden vastgesteld met behulp van het zogenaamde FIS-bestand van 2003 van Vektis. Daarin zijn per recept onder andere de afleverdatum, de kosten, het soort medicijn (artikelnummer), en de omvang van de aflevering opgenomen, alsmede uiteraard het verzekerdenidentifcatienummer. Deze receptgegevens zijn gelegd naast een geüpdate versie van het FKGreferentiebestand opgesteld door CVZ, dat per artikelnummer het standaard aantal dagdoseringen en de ATC-code vermeldt tezamen met de FKG waaraan die ATC is toegewezen. De in het onderzoek (WOR229, Deel III) gebruikte lijst met ATC-codes voor psychische aandoeningen is door CVZ bijgewerkt, waarbij de benzodiazepinen – waarvan langdurig gebruik niet aangewezen is vanwege de 11

Het maximum ligt eigenlijk op 18 omdat de drie FKG’s voor diabetes uiteraard niet tegelijk kunnen voorkomen: als men al is ingedeeld bij diabetes I dan vervalt een eventuele (zeldzame) indeling bij diabetes IIa en bij IIb; is men bij diabetes IIa ingedeeld dan niet bij diabetes IIb. Verder geldt voor verzekerden die bij diabetes IIa zijn ingedeeld dat de indeling bij hoog cholesterol vervalt. Merk op dat diabetes IIb wél samen kan voorkomen met hoog cholesterol: in dat geval is kennelijk niet voldaan aan de voorwaarde van meer dan 180 DDD’s voor hypertensiemiddelen (wat indeling bij diabetes IIa tot gevolg zou hebben). Ook diabetes I kan met hoog cholesterol voorkomen.

17

verslavende werking – zijn geschrapt.12 Ook voor kanker en groeihormonen heeft CVZ de in WOR229 (Deel III) gebruikte lijsten geüpdate. Omdat in één van de in het kader van het WOR-onderzoek doorgerekende modelvarianten de 20 FKG’s enkelvoudig voorkwamen (WOR230a), moesten we een nieuwe ordening van de FKG’s maken. Op basis van enkele verkennende berekeningen van de meerkosten zijn daartoe de drie nieuwe FKG’s tussen de reeds bestaande gevoegd. De FKG voor psychische aandoeningen is daarbij tussen schildklieraandoeningen (FKG2) en hoog cholesterol (FKG3) terechtgekomen, kanker tussen aandoeningen van hersenen / ruggemerg en HIV / AIDS (15 en 16), terwijl de meerkosten van groeihormonen boven die van de tot nu toe duurste FKG – voor nieraandoeningen – uitkwamen. Voor particulier verzekerden waren over 2003 geen FIS-gegevens voorhanden voor 9 van de 24 verzekeraars waarvan wel schade- en verzekerdeninformatie over 2004 beschikbaar is.13,14 Voor deze verzekeraars zijn FKG’s gesimuleerd op individuniveau. Dit is gebeurd door logistische regressies, geschat op de groep van particulier verzekerden waarvoor FKG’s wél bekend zijn, toe te passen op de complementaire groep, en dan de geschatte kansen via gerandomiseerde trekkingen om te zetten in gesimuleerde FKG’s (zie Appendix B van WOR229, Deel V15). Belangrijk voordeel 12

13

14

15

18

Zoals besproken in de WOR-vergadering van 18 mei (WOR197) zijn de zeven psychische aandoeningen die in het eerdere onderzoek (WOR229, Deel III) in eerste instantie waren onderscheiden – (1) antipsychotica, (2) lithium, (3) anxyolitica & hypnotica & sedativa, (4) antidepressiva, (5) ADHD, (6) Alzheimer en (7) verslavingszorg – bij elkaar gevoegd tot één groep, waarbij de DDD’s van de bijbehorende ATC-codes worden opgeteld, waarna (één keer) op de drempel van 180 DDD’s wordt getoetst. Een kanttekening met betrekking tot de psychische FKG is dat Vektis de bovengenoemde zeven psychische FKG’s afzonderlijk heeft gedefinieerd en aangeleverd voor particulier verzekerden (WOR206). Omdat de drempel van 180 DDD’s zeven keer afzonderlijk is gehanteerd, bestaat de mogelijkheid dat sommige mensen die meerdere soorten medicijnen slikken voor geen enkele FKG boven de 180 uitkomen maar gezamenlijk wel. In de ziekenfondspopulatie bleek dit te gaan om 1,7%. Vanwege dit lage percentage, waarvan bovendien niet zeker is dat het ook voor de particuliere populatie zou gelden, is hiervoor niet gecorrigeerd. Overigens wordt een eventuele lage prevalentie toch gecompenseerd via de herweging naar de verzekerdenraming (zie paragraaf 5). Bij de definitie van de FKG voor kanker kon Vektis nog geen gebruik maken van de bijgewerkte lijst van CVZ, welke duidelijk af van die uit het onderzoek. In de ziekenfondspopulatie bleek dit te leiden tot 9% minder verzekerden ingedeeld bij de FKG voor kanker. Om dezelfde reden als genoemd in de vorige voetnoot ten aanzien van de psychische FKG, is hiervoor niet gecorrigeerd. Ten opzichte van WOR229 (Deel V) is de set van verklarende variabelen in de onderliggende logistische regressies uitgebreid met dummies voor de 15 verzekeraars (en die zijn vervolgens op het gemiddelde gezet bij het schatten van de FKG-kansen voor de negen andere verzekeraars). Zodoende wordt beter rekening gehouden met verzekeraarspecifieke patronen.

van zo’n aanpak is dat we het vereveningsmodel kunnen schatten op een (veel) grotere groep van particulier verzekerden, waarmee het een betere weerspiegeling zal geven van de kostenpatronen in de totale populatie.16 Zouden we de 9 bedoelde verzekeraars geheel buiten beschouwing laten, dan zou het aantal particuliere verzekerden beschikbaar voor doorrekening van het vereveningsmodel, dalen van 4,3 miljoen naar 3,4 miljoen. Voor de 15 andere particuliere verzekeraars is deze FKG-simulatie ook uitgevoerd, namelijk voor hun verzekerden die volgens de STAT-gegevens wél farmaciekosten hebben maar die in het geheel niet voorkomen in de FIS-data. Deze FKG-simulatie op individuniveau komt in de plaats van de ophogingen van FKG-prevalenties die Vektis per verzekeraar heeft berekend (WOR193).

4.2 DKG’s De DKG’s in het vereveningsmodel van 2006 zijn gebaseerd op een selectie (circa 35%) van de ontslagdiagnosen (ICD-codering) van ziekenhuisopnamen in het voorgaande jaar, die via een omweg vanuit de Landelijk Medische Registratie (LMR) aan de administraties van zorgverzekeraars worden gekoppeld, alsmede op een viertal nevenverrichtingen in datzelfde jaar die wijzen op de aanwezigheid van ernstige, chronische aandoeningen. De invoering van Diagnose Behandel Combinaties (DBC’s) per 2005 maakt het noodzakelijk DKG’s voor het risicovereveningsmodel 2007 op een andere manier af te leiden. Hiertoe heeft Prismant een onderzoek uitgevoerd waarin op (met name) medisch inhoudelijke gronden een relatie is gelegd tussen informatie over ICD’s en behandelend specialismen in de LMR enerzijds en DBC informatie anderzijds (WOR098). Dit onderzoek heeft een tabel opgeleverd welke per combinatie van specialisme en ICD een diagnosegroep aangeeft, aangeduid met Ndxgroep. Deze “vertaal”-tabel sluit zo goed als mogelijk aan op enerzijds de oude Dxgroepen, waaruit via clustering op vervolgkosten de DKG’s zijn samengesteld, en anderzijds op de DBC’s. Met deze tabel kon ruim 85% van de ziekenhuisopnamen die in 2002 hebben geleid tot een indeling in een Dxgroep – en die dus meetellen binnen de DKG-systematiek – ook ingedeeld worden in een Ndxgroep. De vertaaltabel maakt het mogelijk om in de ex ante situatie – bij de be16

In beginsel is bij de simulatie uitgegaan van onafhankelijkheid van de FKG’s. Vanwege de grote invloed van (farmacie-) kosten op de kans om bij een FKG te worden ingedeeld, leidde dit voor een beperkt aantal verzekerden tot erg veel (tot 10) FKG’s. Handmatig is dit rechtgezet.

19

paling van de normbedragen van het risicovereveningsmodel 2007 op data uit het pre-DBC tijdperk – uit te gaan van informatie die in de LMR beschikbaar is (ICD’s en specialismen), terwijl men in de ex post situatie – bij de uiteindelijke vaststelling van de vereveningsbijdragen voor de zorgverzekeraars – kan werken met DBC informatie. Deelrapportage I van WOR116a beschrijft de rangordening van de 139 Ndxgroepen op basis van oplopende meerkosten, en de clustering ervan in 13 NDKG’s (voor: Nieuwe DKG’s), voor ziekenfonds- en particulier verzekerden tezamen. De Ndxgroepen en meerkosten hebben daarbij betrekking op 2002 respectievelijk 2003. De vraag is of deze rangordening en clustering nog voldoet, nu we werken met een andere kostendefinitie – namelijk: geen DBC-correcties – en een andere FKG-systematiek – te weten: drie extra FKG’s en meetellen van meervoudige FKG’s. Om deze vraag te beantwoorden hebben we de betreffende analyse van WOR116a opnieuw uitgevoerd op de nieuwe en bewerkte data van 2004. De bevindingen waren globaal (WOR230a): • de correlatie tussen de gemiddelde meerkosten 2003 per Dxgroep van Appendix B Deel II van WOR116a en de overeenkomstige cijfers van 2004, bedroeg 0,96 (de rangcorrelatie was 0,94); • voor de 36 Dxgroepen die te maken hebben met kanker was dit cijfer 0,88 (rangcorrelatie: 0,92), doch als we Dxgroepen met minder dan 1.000 waarnemingen weglieten, was dat weer 0,96 (rangcorrelatie: 0,98). Gezien deze hoge correlaties is er, mede vanwege de huidige transitieperiode voor wat betreft DBC’s, van afgezien een nieuwe clustering te implementeren.

4.3 Regioclusters APE heeft op basis van de naar viercijferige postcodes geaggregeerde gegevens over kosten en normkosten een nieuwe clustering van postcodes in 10 groepen gemaakt (zie Deelrapportage III van WOR230a). De normkosten zijn in principe berekend met het vereveningsmodel van 2007 – dus inclusief de drie nieuwe FKG’s en inclusief meervoudige FKG’s –, doch exclusief de regioclustering en niet gecorrigeerd voor HKV. In verband met het verschil in kosten dat blijft bestaan tussen (voormalig) ziekenfonds en (voormalig) particulier, ook nadat rekening is gehouden met alle vereveningskenmerken in het nieuwe risicovereveningsmodel, is besloten om in het model voor 2007 – evenals 2006 – een interactie op te nemen tussen de 10 regioclusters en de verzekeringssector (ziekenfonds

20

dan wel particulier). Dit hybride regiocriterium komt erop neer dat voor ziekenfonds en particulier 10 afzonderlijke normbedragen voor de regioclustering moeten worden berekend; in totaal dus 20 in plaats van 10, zoals tot nu toe.

4.4 Aard van het inkomen Net als voor 2006, onderscheidt het risicovereveningsmodel voor 2007 risicogroepen op basis van de aard van het inkomen en leeftijd. Binnen de leeftijdsgroep van 15 tot en met 64 jaar zijn vijf groepen van inkomenstrekkers gedefinieerd: WAO, WW, bijstand, zelfstandig, en degenen in loondienst tezamen met verzekerden zonder inkomen in deze leeftijdsgroep. Omdat dit vereveningskenmerk vier leeftijdsgroepen onderscheidt (15 – 34, 35 – 44, 45 – 54 en 55 – 64 jaar), betekent dit 5 x 4 = 20 risicogroepen. Degenen jonger dan 15 jaar of ouder dan 64 vormen de 21-ste risicogroep. In de analysedata van 2004 kan de definitie van dit vereveningskenmerk voor ziekenfondsverzekerden worden gebaseerd op de informatie over de verzekeringsgrond. Voor particulieren is soortgelijke informatie nooit vastgelegd in de administraties van de verzekeraars. In de Overall Toets van vorig jaar (WOR116b) is dit vereveningskenmerk daarom op individuniveau gesimuleerd. Dit jaar konden we beschikken over feitelijke informatie met betrekking tot WAO- en WW-uitkeringen in 2004, verkregen via een (geanonimiseerde) koppeling met UWV-gegevens. Voor de definitie van de aard van het inkomen van particulier verzekerden is als volgt te werk gegaan: • de 21-ste risicogroep is gedefinieerd op basis van leeftijd; • WAO en WW zijn bepaald vanuit de UWV-gegevens (zie WOR230a); • we nemen aan dat zich praktisch geen bijstandstrekkers bevinden in de particuliere populatie; • voor de risicogroep “zelfstandigen” is een simulatieprocedure toegepast, bestaande uit vier stappen: 1. Een logistische regressie is toegepast op de subpopulatie van hoofdverzekerden 15 – 64 jaar ingeschreven bij een ziekenfonds in 2004, met als te verklaren variabele ja/nee zelfstandig en als verklarende variabelen: leeftijd x geslacht, OAD-indeling van de postcode, en de totale ziektekosten in 2004, afgekapt op 12.500 euro. Reden om in deze regressie ziektekosten op te nemen, is dat anders het verband tussen kosten en “zelfstandig”, dat redelijk sterk is zoals bekend uit de ziekenfondssector, voor een belangrijk deel verloren zou gaan in de particuliere gegevens waarop het risicover-

21

2.

3.

4.

eveningsmodel mede wordt geschat. Daardoor zou het effect van deze risicogroep ten onrechte verwateren. De resulterende coëfficiënten van stap (1) zijn gebruikt om in het STAT-bestand 2004 voor elk van de particuliere hoofdverzekerden in de leeftijd van 15 tot en met 64 jaar een eerste schatting van de kans op “zelfstandig” te maken. Uit de CVZ-verzekerdenraming 2006 is per leeftijd/geslacht en verzekeraar het percentage zelfstandigen bepaald en daarmee zijn de kansen van stap (2) geijkt. Ten slotte heeft voor elke particuliere hoofdverzekerde een random toewijzing van “zelfstandig” plaatsgevonden, uitgaande van de geschatte en geijkte kans voor dat individu uit stap (3).

De logistische regressie van stap (1) geeft voor 71,4% van de hoofdverzekerden in de relevante ziekenfondspopulatie een correcte voorspelling van het al dan niet “zelfstandige” zijn. Bij particuliere hoofdverzekerden die we op deze manier aan meer dan één van de drie inkomensbronnen toewijzen, is de volgorde WAO – WW – zelfstandig aangehouden.

22

5

HERWEGING, OPHOGING, REMGELDEFFECTEN EN HKV-POOL

5.1 Inleiding Het vereveningsmodel 2007 onderscheidt de volgende 114 risicogroepen: • leeftijd x geslacht: indeling in 18 leeftijdsgroepen van 5 jaar elk, plus een open categorie voor 90 jaar en ouder (in totaal 19x2 = 38 risicogroepen); • FKG’s: de 20 van het vereveningsmodel van 2006 plus nog 3 nieuwe, aangevuld met de groep van de verzekerden die niet zijn ingedeeld bij een FKG (21 risicogroepen); • DKG’s aangepast aan DBC’s, aangevuld met een groep voor degenen die niet zijn ingedeeld (14 in totaal); • 10 APE-regioclusters gebaseerd op WOR230a, apart voor ziekenfonds en particulier (20 groepen in totaal); • aard van het inkomen x leeftijd: WAO, WW, bijstand, zelfstandig en loondienst plus medeverzekerden tussen 15 en 65 jaar, onderscheiden naar vier leeftijdsgroepen, plus degenen jonger dan 15 dan wel ouder dan 64 jaar (21 groepen). Een belangrijke verandering ten opzichte van het model van 2006 is natuurlijk dat een verzekerde nu bij meerdere FKG’s tegelijk kan meetellen, terwijl voorheen alleen de belangrijkste – i.e.: gemiddeld duurste, qua vervolgkosten – meetelde. Het onderstaande gaat achtereenvolgens in op de herweging van het analysebestand van WOR/STAT–2004 naar de populatiesamenstelling van 2007 (paragraaf 5.2); de ophoging van kosten van het datajaar 2004 naar het vereveningsjaar 2007 (5.3); de verwerking van de remgeldeffecten van de no-claimregeling (5.4); en de samenstelling van de HKV-pool (5.5).

5.2 Herweging Het mag duidelijk zijn dat de (verwachte) samenstelling van de (ex)ziekenfondspopulatie in 2006 naar de bovengenoemde risicogroepen niet (precies) gelijk zal zijn aan die van 2004 zoals waargenomen in het WORbestand 2004. Dit geldt in nog veel sterkere mate voor de (ex-) particuliere populatie in 2007: het bruikbare deel van het STAT-bestand 2004 betreft circa 4,3 miljoen verzekerdenjaren terwijl het er feitelijk tegen de 6 miljoen zullen zijn. Om voor deze discrepanties te corrigeren, heeft CVZ voor beide populaties afzonderlijk verzekerdenramingen gemaakt, uit-

23

gaande van onder meer bevolkingsprognoses. Hiermee zijn de beschikbare databestanden herwogen. De verzekerdenraming van CVZ bestaat per populatie uit drie afzonderlijke indelingen van het (verwachte) aantal verzekerden, te weten: 1. naar leeftijd, geslacht, aard van het inkomen en regiocluster (1.180 subgroepen); 2. naar leeftijd, geslacht en FKG’s (maximaal circa 0,5 miljoen subgroepen); 17 3. naar leeftijd, geslacht en DKG’s (168 subgroepen).18 Voor de herweging van het WOR-bestand 2004 naar de verwachte samenstelling van de (ex-)ziekenfondspopulatie in 2007 is gebruikgemaakt van de zogenaamde RAS-methode (analoog voor particulier). De RASmethode, meer in detail beschreven in WOVM519 (Deel III), combineert bovengenoemde matrices tot één 23-dimensionale matrix (met in theorie maximaal 1010 subgroepen). Combinatie met de overeenkomstige matrix berekend op het WOR-bestand 2004 zelf, geeft vervolgens de benodigde gewichten per subgroep. Als we ten slotte de afzonderlijke waarnemingen in het WOR-bestand 2004 wegen met deze gewichten, dan leidt dat tot gewogen aantallen verzekerden die uitgesplitst naar elk(-e combinatie) van de zes vereveningscriteria exact overeenkomen met de ramingen. Dezelfde methode is toegepast voor de herweging van het STAT-bestand 2004 naar de verwachte samenstelling van de populatie van (ex)particulier verzekerden in 2007. Bijna 99,99% van de subgroepen onderscheiden in de 23-dimensionale wegingsmatrix blijkt geen enkele waarneming uit de ziekenfondspopulatie te bevatten; voor de particuliere populatie is dit ruim 99,99%. Voor de overige subgroepen blijkt 98% van de gewichten voor de ziekenfondspopulatie tussen de 0,51 en 1,80 te liggen, en 90% tussen 0,77 en 1,38 (gewogen met de omvang van de subgroepen); deze marges komen globaal overeen met die gevonden in de Overall Toets van vorig jaar (WOR116b). Voor de particuliere populatie zijn de genoemde cijfers 1,04 en 2,38 respectievelijk 1,13 en 1,88. Deze gewichten liggen flink lager dan in de Overall Toets van vorig jaar omdat het toen beschikbare STATbestand van 2003 met circa 3,1 miljoen verzekerdenjaren werd herwogen 17

18

24

Afgezien van diabetes kan een verzekerde al dan niet ingedeeld zijn bij 17 FKG’s, zodat 217 = 131.072 subgroepen worden onderscheiden. De drie diabetes-FKG’s leiden vervolgens nogeens tot een verviervoudiging van dit aantal, waardoor we uitkomen op 524.288. Voor indeling (1) is leeftijd opgesplitst in de 19 vijfjaarsgroepen die ook in het vereveningsmodel zelf worden onderscheiden; voor indelingen (2) en (3) zijn zes groepen van 15 jaar gebruikt omdat anders de aantallen waarnemingen per cel te klein zouden worden.

naar de volledige populatie van alle bijna 6 miljoen particulieren. Het nu beschikbare STAT-bestand van 2004 bevat ongeveer 4,3 miljoen verzekerdenjaren.

5.3 Ophoging Na de koppeling van het WOR/STAT-bestand 2004 aan de gewichten uit de 23-dimensionale wegingsmatrices zijn de gewogen gemiddelde kosten per verzekerdenjaar berekend voor de onderscheiden zorgvormen. De verhoudingen ten opzichte van de overeenkomstige cijfers van het MacroPrestatieBedrag (MPB) – nog zonder aftrek van de verwachte remgeldeffecten van de no-claim – geven de ophoogfactoren (Tabel 1). Tabel 1 laat zien dat de ophoogfactoren variëren tussen 0,92 voor paramedische zorg en 1,21 voor hulpmiddelen. Bij deze soms forse ophoogfactoren dient men te bedenken dat er drie jaren liggen tussen de data waarop we het model schatten – namelijk 2004 – en het jaar waarop het geschatte model van toepassing zal zijn – 2007. Daar tegen over staat dat het kostenniveau zoals waargenomen in het – bewerkte – WOR/STATbestand van 2004 al flink is opgetrokken door de herweging naar de verzekerdenraming van 2007.

25

Tabel 1

Ophoogfactoren van WOR/STAT 2004 (na alle bovengenoemde selecties, correcties en bewerkingen, en gewogen met de CVZverzekerdenraming) naar MPB 2007 (bedragen in euro) a Bedragen, gemiddeld per verzekerdenjaar WOR/STAT-

Ophoogfactoren

MPB 2007

2004 Ziekenvervoer

30,85

32,16

1,04

Huisartsenzorg

99,20

110,42

1,11

Paramedische zorg

26,69

29,40

1,10

311,43

328,97

1,06

6,63

8,00

1,21

Kraamzorg

15,95

17,98

1,13

Hulpmiddelen

71,96

83,92

1,17

Tandartsenzorg

27,47

26,67

0,97

129,96

123,23

0,95

Farmacie Verloskunde

Specialist (vrijgevestigd) Ziekenhuiszorg-variabel

b

Ziekenhuiszorg-vast

523,93

540,51

1,03

311,16

282,38

0,91

a

De gemiddelde bedragen van MPB 2007 zijn berekend door de macrobedragen – zonder aftrek van de remgeldeffecten – vermeld in de “Regeling beschikbare middelen verstrekkingen en vergoedingen 2007” (Bijlage 2) te delen door het aantal verzekerden voor 2007 zoals geraamd door CVZ: 16.233.000.

b

Inclusief kosten van specialisten in loondienst.

5.4 Remgeldeffecten De laatste stap in de bewerking van het WOR/STAT-bestand 2004 betreft de verwerking van de remgeldeffecten per zorgvorm welke VWS verwacht als gevolg van de no-claimregeling. Deze regeling behelst een teruggaaf achteraf van maximaal 255 euro als een premieplichtige verzekerde geen zorgkosten maakt in 2007. VWS heeft de verwachte remgeldeffecten vastgesteld, op basis van eerdere berekeningen van het CPB (Tabel 2). Omdat de no-claim geen betrekking heeft op huisartsenzorg, verloskunde en kraamzorg, zijn de remgeldeffecten voor deze vormen van zorg per definitie 0.

26

Tabel 2

Verwachte remgeldeffecten 2007 per zorgvorm In mln.

a

In euro, per (volwassen) verzekerdenjaar

Ziekenvervoer

0

0,00

Huisartsenzorg

0

0,00

7,6

0,60

60,9

4,81

Paramedische zorg Farmacie Verloskunde

0

0,00

Kraamzorg

0

0,00

15,2

1,20

0

0,00

38,0

3,00

90,0

7,10

47,0

3,71

258,7

20,41

Hulpmiddelen Tandartsenzorg Specialist (vrijgevestigd) Ziekenhuiszorg-variabel

c

d

Ziekenhuiszorg-vast Totaal

b

a

Macrobedragen afkomstig uit bijlage 2 van de “Regeling beschikbare middelen verstrekkingen en vergoedingen 2007”.

b

Volgens de CVZ-verzekerdenraming zijn er in 2007 12.673.000 verzekerden van 18 jaar of ouder.

c

Inclusief specialisten in loondienst.

d

Omdat ziekenhuiszorg-vast geen rol speelt in het hier beschouwde normatieve deel van het risicovereveningsmodel, komt het bijbehorende remgeldeffect niet terecht in de normbedragen.

Conform de procedure bij de berekening van de normbedragen voor het vereveningsmodel 2006, zijn de remgeldeffecten via vaste bedragen per verstrekking in de kosten van elke volwassen verzekerde verwerkt. Deze bedragen staan vermeld in de laatste kolom van Tabel 2.

5.5 HKV-pool Op basis van het herwogen en opgehoogde WOR/STAT-bestand 2004 en na verwerking van de verwachte remgeldeffecten, is ten slotte de omvang van de HKV-pool berekend bij de door VWS vastgestelde HKV-drempel van 12.500 euro.19 Naar verwachting zal 7,1% van de kosten van de overige prestaties de HKV-pool terechtkomen (was vorig jaar 5,8%); voor zieken19

Voor alle duidelijkheid: 90% van de kosten van een individuele verzekerde die boven de 12.500 euro uitkomen in 2007 kan de verzekeraar ten laste brengen van de HKV-pool. Daarbij gaat het om de kosten van overige prestaties plus ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialist). De HKV-pool wordt gefinancierd door – landelijk gelijke – procentuele inhoudingen op de normatieve kosten voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel. Opsplitsing van de HKVpool vindt per individuele verzekerde plaats door de te polen kosten naar rato te verdelen over de kosten voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel.

27

huiszorg-variabel (inclusief specialistenhulp) is dat 20,9% (was: 19,7%). Het gaat om 1,5% van alle verzekerden (was: 1,3%). Een belangrijke reden dat er nu in totaal meer kosten en meer verzekerden worden gepoold, is dat de HKV-drempel gelijk is gebleven terwijl – uiteraard – het kostenniveau is gestegen. Evenals bij de Overall Toets voor het vereveningsmodel 2006 (WOR116b) geeft Tabel 3 een beeld van het aantal verzekerden ingedeeld bij een FKG of DKG waarvan de kosten deels in de HKV-pool terechtkomen. Tabel 3

Per FKG en DKG het percentage verzekerden dat boven de HKV-drempel uitkomt, WOR/STAT-bestand 2004, herwogen en opgehoogd naar 2007

FKG

Omschrijving

% in

DKG

HKV-pool

% in HKV-pool

0

Geen FKG

0,7

0

1

Glaucoom

5,6

1

7,2

2

Schildklieraandoeningen

4,5

2

10,4

Nieuw

Psychische aandoeningen

3,8

3

12,6

3

Hoog cholesterol

5,7

4

11,7

4

Diabetes type IIb

5,6

5

16,3

5

Cara

6,9

6

19,7

6

Diabetes type IIa

7,4

7

24,7

7

Epilepsie

6,9

8

31,9

8

Ziekte van Crohn/Colitus Ulcerosa

9

32,9

9

Hartaandoeningen

12,1

10

32,9

10

Reuma

15,7

11

39,8

11

Parkinson

13,6

12

45,2

12

Diabetes type I

10,9

13

86,6

13

Transplantaties

21,8

---

---

14

Cystic fibrosis/pancreas

28,4

---

---

15

Aand. van hersenen / ruggemerg

49,5

---

---

Nieuw

Kanker

46,3

---

---

16

HIV/AIDS

55,9

---

---

17

Nieraandoeningen

62,3

---

---

Nieuw

Groeihormonen

73,9

Totaal

7,3

1,1

1,5

Totaal

1,5

Zoals verwacht mag worden, zijn de percentages HKV-ers in FKG0 en DKG0 het laagst, en lopen ze vervolgens vrijwel monotoon en geleidelijk naar beneden op. Binnen de FKG voor groeihormonen blijkt 73,9% van de

28

patiënten kosten boven de HKV-drempel te hebben; voor DKG13 is dat 86,6%. Eveneens analoog aan WOR116b geeft Tabel 4 een beeld van het percentage verzekerden per leeftijds- en geslachtsgroep dat in een FKG (> 0) dan wel DKG (> 0) terechtkomt. Tabel 4

Per leeftijd en geslacht het percentage verzekerden dat is ingedeeld bij een FKG of DKG, WOR/STAT-bestand 2004, herwogen en opgehoogd naar 2007 % in FKG (> 0)

Leeftijd

% in DKG (> 0)

Mannen

Vrouwen

Mannen

Vrouwen

0–4

1,0

0,6

0,2

0,1

5–9

2,0

1,2

0,1

0,1

10 – 14

3,8

1,9

0,1

0,1

15 – 19

3,0

2,6

0,2

0,2

20 – 24

3,0

4,3

0,3

0,4

25 – 29

4,4

6,3

0,4

0,4

30 – 34

5,8

7,7

0,5

0,5

35 – 39

7,6

10,2

0,6

0,7

40 – 44

10,5

13,3

1,0

1,0

45 – 49

14,4

16,6

1,5

1,6

50 – 54

20,2

20,8

2,4

2,3

55 – 59

27,0

26,0

3,7

3,0

60 – 64

33,9

31,3

5,5

4,2

65 – 69

40,3

37,8

7,5

5,6

70 – 74

49,1

45,0

10,3

7,7

75 – 79

58,5

52,2

13,0

9,6

80 – 84

58,1

52,0

13,0

10,0

85 – 89

55,8

51,0

12,0

9,1

>= 90

52,3

48,9

9,2

6,5

Totaal

15,7

17,2

2,4

2,3

Conform de verwachtingen 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 15,7% van de mannen en 17,2% van de vrouwen bij een FKG ingedeeld. Dit ligt aanmerkelijk boven de overeenkomstige percentages van vorig jaar: 11,6 respectievelijk

29

12,5%; oorzaak is de uitbreiding van de FKG-systematiek met psychische aandoeningen, kanker en groeihormonen. Boven de 50 jaar hebben mannen een grotere kans om in een DKG terecht te komen dan vrouwen. In totaal is het verschil 0,1 procentpunt: 2,4 versus 2,3%. In de oudste leeftijdsgroepen (> 84 jaar) nemen de DKGprevalenties weer af, wat zal samenhangen met afnemende ziektekosten binnen de curatieve sector, waarschijnlijk gecombineerd met toenemende kosten in de care sector (AWBZ).

30

6

NORMBEDRAGEN

6.1 Risicovereveningsmodel CVZ zal de ex ante toekenning van de vereveningsbijdrage aan een individuele zorgverzekeraar voor 2007 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 bijvoorbeeld 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 rapportage bevat daarom twee soorten output: 1. normbedragen voor de berekening per verzekeraar van de verwachte risicodragende kosten (ex-post vaststelling van bijdragen); 2. normbedragen voor de berekening per verzekeraar van de verwachte totale kosten (ex-ante toekenning van vereveningsbijdragen). Voor de ex-post vaststelling van de bijdragen: • normbedragen voor leeftijd ∗ geslacht, FKG’s, DKG’s, aard van het inkomen ∗ leeftijd en voor de regioclusters ∗ verzekeringssector (in totaal • •

•

•

20

114 risicogroepen); uitgesplitst naar overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel (inclusief specialistische zorg);20 gecorrigeerd voor HKV, dat wil zeggen: de kosten, exclusief het deel dat in de HKV-pool terecht komt, zijn met de kleinste-kwadratenmethode geregresseerd op de genoemde vereveningscriteria (analyseniveau: de 15,4 miljoen afzonderlijke records in het bewerkte WOR/STAT-bestand 2004, goed voor 14,5 miljoen verzekerdenjaren en 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 MPB 2007 (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 De bepaling van de bijdrage voor de vaste kosten van ziekenhuiszorg per verzekeraar blijft hier geheel buiten beschouwing.

31

van de normbedragen van elk van de andere vereveningscriteria afzonderlijk op macroniveau optelt tot nul. Voor de ex-ante toekenning van de 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 MPB 2007 (de kleinste-kwadratenmethode gehanteerd voor de bepaling van de normbedragen zorgt hier automatisch voor); 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 vereveningscriteria afzonderlijk op macroniveau uitkomen op nul.

Merk op dat door de – vanzelfsprekende – afronding van de normbedragen op eurocenten, de som van de normbedragen op macroniveau – zeer beperkt – kan afwijken van het MPB. Evenals bij de berekeningen voor het vereveningsmodel 2006 corrigeren we hier niet voor: als gevolg van de verzekerdennacalculatie zal achteraf toch al niet precies op het MPB worden uitgekomen (nog afgezien van andere nacalculaties). In alle geschatte modellen – negen voor de afzonderlijke zorgvormen plus de twee voor overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel – zijn restricties ingebouwd op de coëfficiënten van de 21 dummy’s voor de aard van het inkomen ∗ leeftijd. Deze restricties zorgen ervoor dat per leeftijdsgroep (15 – 34, 35 – 44, 45 – 54 en 55 – 64 jaar) de som van de coëfficiënten over de vijf 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.

32

Verder zijn in alle modellen restricties ingebouwd voor de FKG-risicogroepen – inclusief FKG0 (voor degenen die bij geen enkele FKG zijn ingedeeld) – zodanig dat op macroniveau de normbedragen voor FKG0 tot en met FKG20 optellen tot nul. Dergelijke restricties zijn in het vereveningsmodel van 2006 en voorgaande jaren ook gehanteerd en zijn bedoeld voor transparantie en ter vereenvoudiging van de uitvoeringspraktijk. De eigenschappen van de kleinste-kwadratenmethode, waarmee de modellen worden geschat, en de definitie van enkelvoudige FKG’s zorgden er in het verleden voor dat deze restricties niets om het lijf hadden, dat wil zeggen: voor elke individuele verzekerde waren de normatieve kosten berekend met een model mét restricties EXACT gelijk aan die van het overeenkomstige model zónder restricties. Dit gaat echter niet meer op als verzekerden bij meerdere FKG’s tegelijkertijd kunnen zijn ingedeeld. Daarom is het model 2007 in WOR230a (Deel I) – exclusief de aanpassingen van onderhavige Overall Toets zoals beschreven in het hier voorgaande paragraaf 5 – zowel mét, als zónder restricties geschat.21 De bevindingen lieten zien dat de restricties geen noemenswaardige gevolgen hebben voor de uitkomsten van het vereveningsmodel, noch wat betreft normbedragen, noch wat betreft de financiële resultaten per verzekeraar.22 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 45 – 54 en 55 – 64 jaar. Deze restricties voorkomen negatieve normbedragen in de genoemde leeftijds- en geslachtsgroepen. De – feitelijk verkeerd geboekte – kosten van verloskunde en kraamzorg in deze groepen worden door de restricties verdeeld over de andere risicogroepen. Op macroniveau gaat dit in 2004 om ongeveer 0,9 miljoen euro (in 2003 was dit nog 3,5 miljoen). 21 22

De Appendix van Deelrapportage II van WOR229 geeft een meer technische toelichting op beide modellen. Voor de normbedragen van overige prestaties en ziekenhuiszorg-variabel zoals gepresenteerd in de Appendix hebben we het effect van het al dan niet opleggen van bedoelde restricties nogmaals bekeken. Daaruit kwamen op individuniveau correlaties van 0,9994 en 0,9999 voor de normatieve kosten van overige prestaties respectievelijk ziekenhuiszorg-variabel; en gemiddelde, absolute verschuivingen van de normatieve kosten per individu van 0,85 euro respectievelijk 0,44 euro. Dit bevestigt de eerdere bevinding dat de restricties geen noemenswaardige gevolgen hebben.

33

Een laatste opmerking over de normbedragen betreft de 0- en 1-jarigen: voor regio bevat het vereveningsmodel een uitsplitsing naar (ex-) ziekenfonds- en (ex-) particulier verzekerden. Omdat dit onderscheid alleen tot 31 december 2005 relevant was, kan dit kenmerk bij de uitvoering van het vereveningssysteem over 2007 niet worden vastgesteld voor kinderen geboren in 2006 of 2007. Oplossing is om voor deze groep gewogen gemiddelden te nemen van de regio-normbedragen voor (ex-) ziekenfonds en (ex-) particulier, met gewichten die in principe de (hypothetische) verhouding tussen beide sectoren binnen de groep 0- en 1-jarigen weergeeft. Omdat noch de verzekerdenraming 2007 van het CVZ, noch de onderzoeksdata van WOR/STAT2004 hiervoor een betrouwbare schatting geven, lijkt de beste oplossing om deze verhouding te baseren op de groep 2- tot 4-jarigen uit de verzekerdenraming 2007. Dat betekent een gewicht van 0,514 voor ziekenfonds en (dus) 0,486 voor particulier. (Ter ondersteuning: voor de groep 5- tot 9-jarigen zijn deze cijfers 0,515 respectievelijk 0,485.)

6.2 Normering no-claimregeling Evenals voor 2006 is de normering van de no-claimregeling gebaseerd op dezelfde vereveningscriteria als het risicovereveningsmodel zelf doch zonder de FKG’s en DKG’s. Het wél opnemen 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 heeft voor de afzonderlijke zorgverzekeraars (Deelrapportage IV van WOR116a). In plaats van 114 risicogroepen onderscheidt de no-claimnormering er dus 73 (= 114 minus 20+1 FKG’s, minus 13+1 DKG’s, minus 6 leeftijd- en geslachtgroepen). Verder heeft de no-claimregeling alleen betrekking op premieplichtige verzekerden – dat zijn degenen ouder dan 17 jaar – en vallen huisartsenzorg, verloskunde en kraamzorg er volledig buiten. Voor 2007 geldt een noclaimbedrag van 255 euro, zodat de teruggave zal variëren tussen de nul – wanneer de relevante ziektekosten voor een (volwassen) verzekerde in 2007 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 5 geeft een beeld van de frequentieverdeling van no-claimteruggaven, bepaald op basis van het herwogen en opgehoogde WOR/ STAT-bestand 2004. Het gemiddelde blijkt 96,44 euro te bedragen; het

34

minimum en het maximum van de verwachte no-claimteruggaven liggen op respectievelijk 8,78 en 197,69 euro. Merk op dat de remgeldeffecten die naar verwachting uitgaan van de noclaimregeling (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 WOR/STAT-bestand 2004 tussen ongeveer 20 en 275 euro rechtstreeks tot een verhoging van de hier berekende no-claimteruggave. 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 5

Frequentieverdeling van no-claimteruggave, WOR/STATbestand 2004, herwogen en opgehoogd naar 2007, alleen verzekerden ouder dan 17 jaar

Interval, in euro 0 – 19,99

% verzekerden 18+ 51,22

20 – 39,99

1,33

40 – 59,99

1,41

60 – 79,99

1,55

80 – 99,99

1,67

100 – 119,99

1,85

120 – 139,99

2,08

140 – 159,99

2,38

160 – 179,99

2,80

180 – 199,99

3,33

200 – 219,99

4,93

220 – 239,99 240 – 255 Totaal

5,86 19,59 100

6.3 Praktijk Voor een “plaats”-bepaling van de hier berekende normbedragen binnen het volledige risicovereveningsmodel, is het nuttig de weg waarlangs CVZ

35

de uiteindelijke vereveningsbijdrage aan een zorgverzekeraar vaststelt, schetsmatig weer te geven: 1. CVZ gebruikt de normbedragen per zorgvorm, ongecorrigeerd 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 ex-ante 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 HKVpool vastgesteld waarna de landelijke omvang van de HKV-pool wordt gerelateerd aan het MPB. Dit geeft een inhoudingspercentage dat van toepassing is op (4). 6. De ex-post bruto vergoeding voor een verzekeraar bestaat nu uit (4) plus het saldo van zijn gepoolde kosten en de procentuele inhouding op (4). 7. Op (6) worden dan nog verevening en nacalculatie toegepast23, waarna de – eveneens herrekende – opbrengst van de nominale rekenpremie ervan wordt afgetrokken voor de uiteindelijke vaststelling van de vereveningsbijdrage. 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 96,44 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 blijkt af te wijken van de hier berekende waarde van 96,44 euro. 23

36

Plus – voor 2007 – een bandbreedteregeling om de verschillen tussen de werkelijke kosten voor ziekenhuiszorg-variabel van individuele verzekeraars en hun (normatieve) vergoedingen, binnen de perken te houden. Dit, vanwege de onzekerheden met betrekking tot de kosten-effecten van DBC’s.

APPENDIX A: NORMBEDRAGEN PER RISICOKENMERK VOOR VEREVENINGSMODEL 2007, IN EURO’S Niet gecorrigeerd voor HKV

Leeftijd

Paramedisch

Gecorrigeerd voor HKV

Farmacie

Verloskunde

Kraamzorg

Hulpmiddelen

Tandarts

Zkhuisvariabel

Overige prestatiesa

Zkhuisvariabel

Vervoer

Huisarts

0-4

25,95

122,39

38,64

245,16

0,00

0,00

58,11

13,84

780,97

483,28

760,27

5-9

19,35

103,63

79,69

214,74

0,00

0,00

60,28

83,13

377,15

553,63

354,76

10-14

20,61

98,20

30,12

231,48

0,00

0,00

57,82

116,70

343,92

532,15

314,51

15-19

25,98

98,65

21,32

224,12

0,00

0,00

49,92

81,23

388,72

488,13

346,72

20-24

23,08

97,23

11,65

219,82

0,00

0,00

39,97

4,01

361,91

380,45

332,34

25-29

20,32

99,69

12,81

231,16

0,00

0,00

38,08

3,46

357,80

391,12

327,26

30-34

20,28

101,14

13,68

240,28

0,00

0,00

41,00

3,72

375,28

408,94

349,94

35-39

22,21

103,17

15,88

260,38

0,00

0,00

48,45

4,22

417,85

446,59

397,83

40-44

24,35

103,84

16,97

278,96

0,00

0,00

51,99

5,32

452,58

472,44

433,97

45-49

27,56

105,63

19,49

312,23

0,00

0,00

62,33

7,05

523,59

527,15

505,40

50-54

29,57

105,91

20,20

331,62

0,00

0,00

70,58

8,91

607,77

565,64

587,08

55-59

33,73

107,93

23,07

376,65

0,00

0,00

82,69

12,20

756,99

636,75

736,58

60-64

39,08

108,03

21,48

407,55

0,00

0,00

92,75

15,63

932,12

682,10

888,96

65-69

55,18

111,90

23,17

477,11

0,00

0,00

123,77

24,98

1236,82

815,45

1191,81

70-74

75,51

115,54

26,39

523,19

0,00

0,00

156,76

23,47

1542,69

925,53

1485,35

75-79

102,99

123,55

31,63

550,35

0,00

0,00

199,25

20,23

1776,88

1056,45

1747,28

80-84

121,05

140,30

36,75

587,15

0,00

0,00

257,56

14,51

1756,99

1216,03

1848,59

85-89

133,37

169,40

46,58

612,66

0,00

0,00

347,34

10,10

1686,27

1409,84

1891,54

90+

149,67

203,57

56,48

630,90

0,00

0,00

514,95

11,55

1343,92

1692,34

1623,93

Mannen

37

Niet gecorrigeerd voor HKV

Leeftijd

Paramedisch

Gecorrigeerd voor HKV

Farmacie

Verloskunde

Kraamzorg

Hulpmiddelen

Tandarts

Zkhuisvariabel

Overige prestatiesa

Zkhuisvariabel

Vervoer

Huisarts

0-4

23,08

117,84

25,63

231,18

0,00

0,00

54,11

13,99

675,01

447,74

652,42

5-9

16,58

102,86

43,79

211,83

0,00

0,00

55,10

83,71

338,50

504,57

317,53

10-14

18,32

98,03

27,34

222,55

0,00

0,00

55,45

123,22

329,91

532,83

301,97

Vrouwen

15-19

25,21

108,67

28,44

264,02

5,58

6,74

50,57

78,97

411,86

559,60

391,80

20-24

21,79

105,40

14,53

258,53

27,42

43,65

41,16

3,69

452,81

511,82

460,74

25-29

22,09

106,89

16,32

257,06

76,56

158,36

41,30

3,58

573,66

691,54

618,22

30-34

22,24

108,95

17,24

269,76

95,11

227,86

42,50

3,57

665,41

804,28

729,15

35-39

20,66

108,81

18,83

292,16

38,70

100,73

48,83

4,32

591,19

635,69

630,52

40-44

21,37

109,27

21,75

307,98

5,36

14,60

53,04

5,91

532,71

533,04

546,21

45-49

24,78

111,15

27,16

356,12

0,00

0,00

66,07

9,34

579,66

588,90

591,88

50-54

27,47

112,79

32,20

385,57

0,00

0,00

77,43

14,90

635,76

652,32

657,31

55-59

30,07

114,54

36,93

431,42

0,00

0,00

101,03

20,08

741,38

733,17

751,61

60-64

31,61

114,63

38,39

456,90

0,00

0,00

113,07

27,64

818,02

788,78

837,52

65-69

42,86

117,16

42,35

483,49

0,00

0,00

136,05

33,92

970,17

868,61

994,01

70-74

55,77

124,28

50,50

507,69

0,00

0,00

171,24

28,77

1163,94

965,40

1207,83

75-79

74,39

133,74

64,28

520,26

0,00

0,00

239,45

20,39

1368,24

1097,99

1425,54

80-84

94,61

152,14

78,47

537,78

0,00

0,00

321,82

13,10

1402,30

1268,23

1530,53

85-89

111,37

178,23

95,03

566,32

0,00

0,00

433,81

8,38

1294,08

1487,23

1490,12

90+

131,20

213,63

100,19

598,44

0,00

0,00

595,14

5,04

1050,03

1765,94

1286,87

655,85

632,36

655,85

Totaal m+v 32,16 110,42 28,93 325,22 8,01 17,98 82,98 26,67 a “Overige prestaties” is de som van alle andere in de tabel genoemde zorgvormen exclusief ziekenhuiszorg-variabel.

38

Niet gecorrigeerd voor HKV

Gecorrigeerd voor HKV

Farmacie

Verloskunde

Kraamzorg

Hulpmiddelen

Tandarts

Zkhuisvariabel

Overige prestatiesc

Zkhuisvariabel

Vervoer

Huisarts

Paramedisch

0

-6,75

-6,61

-4,28

-162,80

0,29

0,48

-25,88

-0,45

-108,59

-191,49

-91,91

1

7,11

5,29

1,00

220,83

0,25

0,71

14,62

-0,68

89,49

260,68

105,25

FKG’s

a, b

2

3,93

8,53

5,45

69,53

-1,88

0,06

32,75

1,51

173,87

150,45

219,41

3

23,40

16,37

8,22

443,63

-4,34

-9,84

28,02

5,42

16,01

514,66

36,67

4

-3,19

7,91

-1,34

403,22

0,26

0,36

-40,77

2,82

113,75

416,17

130,46

5

7,86

16,55

4,37

317,48

-0,26

0,15

110,59

-2,05

262,57

474,50

255,77

6

26,32

48,80

21,54

668,05

-1,09

-1,83

69,84

3,24

457,28

817,71

433,85

7

9,96

17,82

-1,44

895,26

0,17

0,86

72,83

-1,33

438,65

1036,76

403,33

8

61,13

47,01

51,57

751,13

-3,50

-4,97

172,84

3,53

413,36

931,36

354,13

9

-11,70

36,43

1,08

773,28

-3,47

-2,39

70,45

0,94

684,28

811,05

632,15

10

79,99

46,47

28,83

483,42

0,54

1,26

120,90

-2,28

1113,49

690,96

891,98

11

23,93

43,01

146,60

1811,25

-2,20

-3,97

122,80

1,06

1047,53

1688,72

935,86

12

62,60

63,06

461,66

1563,38

0,68

1,38

395,18

5,41

579,89

2403,10

488,00

13

51,29

45,23

19,10

1050,74

-1,79

-1,71

1001,96

-2,59

893,98

2059,24

671,36

14

20,74

28,23

19,25

3302,40

-4,09

-8,08

92,88

0,57

775,94

2704,77

905,21

15

32,70

40,47

66,73

4607,12

-0,58

-0,78

403,05

8,00

1954,80

2941,30

956,40

16

181,65

76,15

586,96

7096,69

-5,95

-12,80

1420,51

5,13

961,03

6795,67

401,78

17

250,21

79,87

-27,55

4222,64

0,39

0,62

532,51

-5,80

4404,43

2745,62

3299,42

18

0,98

48,82

-20,49

11525,08

-4,08

-4,08

-74,91

5,39

1823,76

9568,49

1023,25

19

528,76

35,49

-7,15

4995,07

0,24

0,26

6,25

-6,36

7543,14

2639,50

3054,00

20

15,40

-2,73

20,68

21862,14

-1,07

-3,49

632,39

-6,49

1031,75

10745,54

181,52

Totaal 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 a Wanneer een verzekerde op basis van de voorgeschreven geneesmiddelen in het voorgaande jaar bij twee of meer FKG’s is ingedeeld, tellen ALLE FKG’s mee.

39

b

c

FKG0 = niet ingedeeld bij een FKG; 1 = glaucoom; 2 = schildklieraandoeningen; 3 = psychische aandoeningen; 4 = hoog cholesterol; 5 = diabetes type IIb; 6 = cara; 7 = diabetes type IIa; 8 = epilepsie; 9 = ziekte van Crohn / colitus ulcerosa; 10 = hartaandoeningen; 11 = reuma; 12 = ziekte van Parkinson; 13 = diabetes type I; 14 = transplantaties; 15 = cystic fibrosis / pancreas aandoeningen; 16 = aandoeningen van hersenen / ruggemerg; 17 = kanker; 18 = HIV / AIDS; 19 = nieraandoeningen; 20 = groeihormonen. “Overige prestaties” is de som van alle andere in de tabel genoemde zorgvormen exclusief ziekenhuiszorg-variabel. Niet gecorrigeerd voor HKV

DKG’s

a, b

Gecorrigeerd voor HKV

Parame-

Vervoer

Huisarts

0

-6,44

-1,45

-1,60

1

26,84

43,14

2

92,98

38,47

3

120,81

4

Farmacie

Verlos-

Kraam-

Hulpmid-

Zkhuis-

Zkhuis-

Overige c

variabel

prestaties

variabel

-0,02

-97,43

-22,69

-67,92

51,74

2,76

1016,64

354,31

1111,26

72,05

-0,32

1536,93

513,85

1442,36

-0,13

140,45

-0,03

1894,53

625,61

1662,05

-0,70

-0,83

211,01

0,93

2198,36

957,16

1867,61

377,92

-1,21

-1,43

232,37

0,80

3098,82

674,31

2444,14

420,48

-1,11

-2,32

335,35

-0,81

3951,38

738,44

3032,73

86,23

1181,15

-1,89

-3,59

312,31

0,33

4305,18

1452,41

3686,16

118,97

1263,56

0,51

1,60

652,59

1,11

5451,98

1734,01

3875,76

1382,06

-0,64

-1,25

1024,50

11,65

6024,59

2084,88

4188,27

2110,66

-0,17

0,10

660,24

-5,01

6662,87

2132,13

5412,18

2559,22

-0,68

-1,20

607,16

4,59

7734,49

2865,72

6607,61

180,67

2789,38

-1,17

-1,70

782,00

-0,03

11328,89

2348,77

7416,91

29,65

40,61

727,48

-1,41

-1,64

302,49

1,46

41287,25

90,74

13886,10

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

disch

kunde

zorg

delen

-16,72

0,02

0,03

-6,51

111,48

116,16

-0,22

-0,43

18,18

326,79

-0,69

-0,90

45,48

14,91

407,06

-0,36

204,16

57,42

103,38

529,10

5

151,61

50,90

28,81

6

171,32

52,47

31,42

7

242,46

80,23

8

362,67

69,25

9

372,16

77,02

89,28

10

500,21

133,79

68,94

11

592,01

181,90

58,71

12

530,54

110,28

13

3455,44 0

Totaal

Tandarts

a

Wanneer een verzekerde op basis van DBC’s en of nevenverrichtingen in het voorgaande jaar bij twee of meer DKG’s is ingedeeld, telt alleen de hoogst genoteerde.

b c

Zie Deelrapportage II van WOR116a voor de indeling van diagnosegroepen in DKG’s ten behoeve van het model 2007. “Overige prestaties” is de som van alle andere in de tabel genoemde zorgvormen exclusief ziekenhuiszorg-variabel.

40

Niet gecorrigeerd voor HKV

APE’s

Vervoer

Gecorrigeerd voor HKV

Huisarts

Paramedisch

Farmacie

Verloskunde

Kraamzorg

Hulpmiddelen

Tandarts

Zkhuisvariabel

Overige prestatiesa

Zkhuisvariabel

(Ex-)ziekenfonds

1

-1,37

6,25

-5,99

12,16

0,45

-6,93

-2,71

1,22

94,86

7,35

83,92

2

0,64

6,10

-4,67

4,27

0,24

-5,99

2,18

-0,08

66,76

9,86

60,90

3

0,29

4,94

-2,58

1,50

0,02

-2,81

7,40

-0,87

36,22

12,26

39,43

4

0,48

4,29

-1,76

-2,95

0,34

-1,23

5,98

-1,73

31,09

10,11

31,98

5

0,52

4,08

-1,73

-2,87

0,54

-0,83

4,94

-2,44

18,61

7,00

19,26

6

2,14

3,95

-1,00

-7,80

0,79

0,92

4,67

-2,04

-3,06

8,62

2,11

7

4,12

2,52

-0,96

-9,34

0,62

1,39

6,97

-2,56

-4,60

5,64

-2,68

8

4,72

1,91

-0,66

-14,67

0,47

1,37

4,36

-3,71

-17,98

-1,45

-13,87

9

5,62

1,00

-2,24

-25,21

0,76

3,10

4,81

-3,03

-31,25

-11,47

-24,78

10

5,73

0,24

-3,30

-29,64

-0,06

1,50

0,73

-5,08

-38,60

-26,01

-34,52

(Ex-)particulier

1

-5,87

-8,96

0,74

25,00

-1,65

-2,18

-7,92

2,27

30,37

-8,93

18,42

2

-4,50

-8,03

2,86

15,14

-1,71

-2,11

-9,41

2,32

6,34

-9,54

-0,05

3

-3,94

-5,98

4,11

19,38

-0,88

0,31

-6,99

3,63

-8,14

-2,04

-11,89

4

-4,40

-5,78

4,42

17,37

-0,43

1,48

-6,71

3,50

-11,83

0,39

-18,44

5

-3,60

-5,04

4,33

14,58

-0,43

1,60

-6,77

3,84

-18,01

-0,77

-20,20

6

-4,84

-4,67

4,26

9,17

-0,27

2,29

-7,88

3,55

-30,39

-3,03

-31,21

7

-3,27

-5,29

4,38

7,58

-0,46

1,86

-8,82

3,75

-31,52

-6,32

-30,75

8

-2,31

-5,09

4,48

8,37

-0,60

1,95

-6,99

3,47

-44,35

-5,94

-44,79

9

-2,75

-5,54

2,13

6,55

-0,53

2,15

-7,25

3,95

-35,64

-11,93

-38,31

10

-1,28

-7,98

1,30

-2,43

-1,49

0,70

-6,79

1,21

-50,48

-23,19

-48,94

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

Totaal a

“Overige prestaties” is de som van alle andere in de tabel genoemde zorgvormen exclusief ziekenhuiszorg-variabel.

41

Aard v.h. inkomen

Niet gecorrigeerd voor HKV b

Vervoer

Huisarts

Gecorrigeerd voor HKV

Paramedisch

Farmacie

Verlos-

Kraam-

Hulpmid-

kunde

zorg

delen

Tandarts

Zkhuis-

Zkhuis-

Overige a

variabel

prestaties

variabel

0-14 jaar en 65+ 0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

46,72

25,59

34,34

242,46

-6,02

-12,88

134,01

4,10

516,26

442,85

417,58

WAO 15-34 jaar 35-44 jaar

33,95

23,90

33,13

296,81

-1,41

-2,90

93,97

5,08

458,04

460,53

413,76

45-54 jaar

33,50

20,14

35,57

292,22

0,00

0,00

101,57

6,70

498,75

464,05

441,93

55-64 jaar

23,19

11,73

28,44

185,15

0,00

0,00

81,77

8,68

402,05

327,10

352,02

15-34 jaar

2,23

8,52

0,16

8,11

8,83

11,05

-4,53

-2,01

66,10

37,10

83,37

35-44 jaar

-0,79

3,67

-1,62

0,54

1,25

2,67

-6,55

-1,07

-15,29

5,79

-1,81

45-54 jaar

-3,26

-0,16

-4,15

-14,94

0,00

0,00

-10,06

0,16

-56,42

-26,29

-48,81

55-64 jaar

-7,37

-4,16

-7,84

-44,09

0,00

0,00

-16,44

2,40

-163,45

-64,37

-135,50

15-34 jaar

16,68

15,05

-4,36

46,37

16,83

-0,63

-4,15

-11,22

174,22

78,30

176,85

35-44 jaar

19,29

13,46

-3,77

115,25

-3,55

-16,67

0,60

3,87

130,34

135,43

122,52

45-54 jaar

26,41

9,56

-3,11

135,65

0,00

0,00

18,31

2,88

237,08

196,36

193,53

55-64 jaar

14,42

0,78

-4,29

52,39

0,00

0,00

8,61

2,64

119,18

83,95

93,81

15-34 jaar

-3,19

-6,37

-2,66

-17,80

-1,76

-5,30

-5,57

-1,57

-51,97

-46,62

-56,65

35-44 jaar

-5,41

-8,82

-4,37

-42,04

-0,73

-2,24

-11,66

-0,92

-93,05

-77,38

-96,22

45-54 jaar

-9,18

-11,25

-7,80

-68,53

0,00

0,00

-19,37

-2,25

-151,39

-117,98

-146,88

55-64 jaar

-12,53

-12,97

-10,82

-83,59

0,00

0,00

-32,04

-3,03

-222,93

-153,55

-207,51

WW

Bijstand

Zelfstandig

42

Aard v.h. inkomen

Niet gecorrigeerd voor HKV b

Vervoer

Huisarts

Gecorrigeerd voor HKV

Paramedisch

Farmacie

Verlos-

Kraam-

Hulpmid-

kunde

zorg

delen

Tandarts

Zkhuis-

Zkhuis-

Overige a

variabel

prestaties

variabel

Loondienst en medeverzekerden 15-34 jaar

-1,78

-1,13

-0,85

-8,11

-0,36

0,35

-3,67

0,24

-19,69

-14,66

-16,99

35-44 jaar

-2,76

-1,63

-1,80

-22,64

0,27

1,02

-5,59

-0,41

-29,81

-32,39

-26,44

45-54 jaar

-4,60

-2,00

-3,68

-37,56

0,00

0,00

-12,04

-0,80

-59,96

-57,84

-51,22

55-64 jaar

-5,66

-1,79

-5,95

-43,18

0,00

0,00

-18,69

-2,33

-87,15

-75,80

-74,80

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

Totaal a

“Overige prestaties” is de som van alle andere in de tabel genoemde zorgvormen exclusief ziekenhuiszorg-variabel.

b

De aard van het inkomen heeft voor wat betreft de genoemde groepen alleen betrekking op hoofdverzekerden (voor ex-ziekenfonds) c.q. inkomenstrekkers (voor ex-particulier). Indien sprake is van meer inkomensbronnen dan wordt als volgorde aangehouden: WAO – bijstand – WW – loondienst – zelfstandig. WAO: inclusief WAZ en Wajong. Bijstand: AWB / IOAW / IOAZ / WIK. WW: inclusief ANW (AWW) en overige uitkeringsgerechtigden. Loondienst: inclusief VUT, alimentatieontvangers en prepensioenen.

43

APPENDIX B: NORMBEDRAGEN 2007 PER RISICOKENMERK VOOR NORMERING NO-CLAIMTERUGGAVE, IN EURO’S Leeftijd en geslacht

Regio en verzekeringssector

Mannen

(Ex-)ziekenfonds

Aard van het inkomen en leeftijd 65+

18-19

160,37

APE1

-9,64

0,00

20-24

171,57

APE2

-6,88

WAO

25-29

167,69

APE3

-5,33

18-34

-67,10

30-34

157,74

APE4

-3,80

35-44

-67,13

35-39

144,14

APE5

-2,16

45-54

-55,89

40-44

133,73

APE6

-1,34

55-64

-35,30

45-49

119,30

APE7

0,35

WW

50-54

103,62

APE8

0,89

18-34

-14,93

55-59

82,80

APE9

0,84

35-44

-7,14

60-64

69,00

APE10

2,98

45-54

0,71

65-69

48,23

(Ex-)particulier

55-64

6,25

70-74

31,99

APE1

0,09

Bijstand

75-79

20,91

APE2

1,42

18-34

-21,96

80-84

18,43

APE3

1,76

35-44

-30,81

85-89

19,31

APE4

2,00

45-54

-26,95

90+

21,26

-8,81

Vrouwen

APE5

2,86

55-64

APE6

3,65

Zelfstandig

18-19

113,56

APE7

4,96

18-34

14,52

20-24

123,85

APE8

6,46

35-44

22,02

25-29

112,48

APE9

8,69

45-54

28,31

30-34

102,20

APE10

11,59

55-64

29,08

35-39

105,88

Loondienst en mede-

40-44

106,21

verzekerden

45-49

92,73

18-34

2,93

50-54

79,58

35-44

4,42

55-59

65,56

45-54

5,84

60-64

55,83

55-64

7,03

65-69

42,70

70-74

30,71

75-79

22,20

80-84

20,39

85-89

22,56

90+

27,96

Totaal

96,44

Totaal

0,00

Totaal

0,00

45

REFERENTIES Stoimenova, K., en P. Suurenbroek, 2006, Eindrapportage WOVM2004; kwaliteit aangeleverde WOVM-gegevens, Zeist: Vektis. Vliet, R.C.J.A. van, 2004, Deductibles and health care expenditures: empirical estimates of price sensitivity based on administrative data, International Journal of Health Care Finance and Economics, 4(4), pp. 283-305. Vliet, R.C.J.A. van, en L.J.R. Vandermeulen, 2005, DKG-prevalenties per zorgverzekeraar; koppeling van ontslagdiagnosen uit LMR 2003 aan zorgverzekeraarsbestanden, Utrecht: Prismant. WOR097, Ludwig, M., E.J.E. Arnold en E.M. van Barneveld, 2005, Schadelastverschuivingen als gevolg van de invoering van DBC’s: Update 2005, Utrecht: Prismant. WOR098, Visser, J.S., B. Scharp, C. Goebertus, L.J.R. Vandermeulen, en E.M. van Barneveld, 2005, DKG’s en DBC’s; de overgang van ICD naar DBC, Utrecht: Prismant. WOR116a, Vliet, R.C.J.A. van, R. Goudriaan, S.H. Meulenbelt, en V. Thio, 2005, Overall Toets risicovereveningsmodel 2006, Den Haag: APE bv (APE-rapport nr. 325a). WOR116b, Vliet, R.C.J.A. van, R. Goudriaan, S.H. Meulenbelt, en V. Thio, 2005, Berekening normbedragen risicovereveningsmodel 2006, Den Haag: APE bv (APE-rapport nr. 325b). WOR192, Eisinger, R.E. en A. Smits, 2006, Particuliere cijfers 2004: Concepteindrapportage afstemming schadecijfers op ziekenfonds 2004, Zeist: Vektis. WOR193, Mokveld, P.J., R. ben Yerrou en W.I.J. de Boer, 2006, FKG’s bij particulier verzekerden 2003: Deelonderzoek in het kader van de WOR, Zeist: Vektis. WOR197, VWS, 2006: “Verslag vergadering Werkgroep Onderzoek Risicovereveningsmodel, 18 mei”, VWS: Den Haag.

47

WOR206, Mokveld, P.J., R. ben Yerrou, en W.I.J. de Boer, 2006, Aanvullende FKG’s geestelijke gezondheidszorg en zeldzame aandoeningen bij particulier verzekerden 200:. Deelonderzoek in het kader van de WOR, Zeist: Vektis. WOR216, Ludwig, M., en E. den Teuling, 2006, Schadelastverschuiving; gebruik van databronnen, Casemix. WOR229, Vliet, R.C.J.A. van, en F.J. Prinsze, 2006, Onderzoek voor het risicovereveningsmodel 2007; bundel deelrapportages, instituut BMG, Erasmus Universiteit Rotterdam. WOR230a, Vliet, R.C.J.A. van, R. Goudriaan, S.H. Meulenbelt, en V. Thio, 2006, Overall Toets risicovereveningsmodel 2007, Den Haag: APE bv. WOVM519, Vliet, R.C.J.A. van, 2002, Overall Toets ZFW-verdeelmodel 2003; bundel deelrapportages. WOVM693, Vliet, R.C.J.A. van, en F.J. Prinsze, 2004, Onderzoekingen voor het ZFW-verdeelmodel 2005: Bundel deelrapportages, instituut BMG, Erasmus Universiteit Rotterdam.

48