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Versicherte der gesetzlichen Krankenversicherung (GKV) und der privaten Krankenversicherung (PKV): Unterschiede in Morbidität und Gesundheitsverhalten

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Versicherte der gesetzlichen Krankenversicherung (GKV) und der privaten Krankenversicherung (PKV):

Unterschiede in Morbiditt und Gesundheitsverhalten

P. Kriwy1 A. Mielck2

Persons Insured with the German Statutory Sickness Funds or Privately Insured:

Differences in Health and Health Behaviour

Institutsangaben

1Institut fr Soziologie, Christian-Albrechts-Universitt zu Kiel

2GSF – Forschungszentrum fr Umwelt und Gesundheit, Institut fr Gesundheitskonomie und Management im Gesundheitswesen, Neuherberg Korrespondenzadresse Dipl.-Soz. Peter Kriwy · Institut fr Soziologie, Christian-Albrechts-Universitt zu Kiel · Westring 400 · 24098 Kiel · E-mail: pkriwy@soziologie.uni-kiel.de Bibliografie Gesundheitswesen 2006; 68: 281 – 288 Georg Thieme Verlag KG Stuttgart · New York DOI 10.1055/s-2006-926779 ISSN 0941-3790 Zusammenfassung

In diesem Beitrag werden gesetzlich und privat versicherte Personen in ihrem Gesundheitszustand und ihrem Gesundheits- verhalten vergleichen. Dieses Thema ist in der Public-Health- Forschung bisher weitgehend vernachlssigt worden. Die Daten- grundlage der Analyse sind deutsche Studienteilnehmer des Bundesgesundheitssurveys 1998 (n = 6822). Die multivariaten Analysen wurden mithilfe der multivariaten OLS und logisti- schen Regression durchgefhrt. Die Berechnungen erfolgen se- parat fr das Geschlecht und bei Kontrolle der Variablen Alter, Bildung, Einkommen und Wohnort. Als zentrales Ergebnis kann Folgendes berichtet werden: Privat versicherte Mnner weisen weniger Krankheiten auf und fhlen sich auch gesnder als ge- setzlich versicherte Mnner. Bei den Frauen ist dagegen kein sig- nifikanter Zusammenhang zwischen der Art der Krankenver- sicherung (d. h. GKV oder PKV) und ihrem Gesundheitszustand vorhanden. Bei der Interpretation dieser Ergebnisse wird vor al- lem auf die „Selektionshypothese“ zurckgegriffen. Sie besagt, dass gesndere Personen eher privat versichert und krnkere Personen eher gesetzlich versichert werden. Demnach wre da- von auszugehen, dass ein mglicher Effekt der Privatversiche- rung auf eine bessere Gesunderhaltung („Kausationshypothese“) nur von untergeordneter Bedeutung ist. In Anbetracht der gegen- wrtigen Diskussion ber die Grenzziehung zwischen GKV- und PKV-Versicherung sollte den hier angesprochenen Themen gr- ßere Aufmerksamkeit gewidmet werden.

Schlsselwrter

GKV · PKV · Gesundheitszustand · Gesundheitsverhalten

Abstract

This paper deals with differences in health and health behaviour between those who are insured in the German Statutory Sickness Funds (GKV) and those who are privately insured (PKV). This to- pic has been largely ignored in German Public Health research.

The analyses are based on data from a large survey in Germany conducted in 1998 and including 6822 adults. The multivariate analyses have been performed with OLS and logistic regression, separately for men and women and controlling for age, educa- tional level, income and region. The most important result is that PKV-insured men have fewer diseases and feel more healthy than GKV-insured men. For women, though, no significant asso- ciation could be found between health and type of health insur- ance. The interpretation of these results is mainly based on the

“selection hypothesis”, stating that healthier persons are more likely to be insured in the PKV than in the GKV. This would imply that the “causation hypothesis” (stating that being privately in- sured has a positive effect on health) is less important. Taking into account the current discussion on the balance between GKV and PKV, it is believed that future research should focus more on these topics.

Key words

Statutory Sickness Fund · private health insurance · health · health behaviour

Originalarbeit

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Einleitung

In der letzten Zeit hufen sich in Deutschland die Berichte ber den Zusammenhang zwischen sozialer Ungleichheit und Gesundheit [1 – 9]. In einer kaum mehr berschaubaren Vielzahl von Arbeiten ist immer wieder gezeigt worden, dass Personen mit niedrigem sozialen Status (d. h. niedriger Bildung, niedrigem beruflichen Sta- tus und/oder niedrigem Einkommen) zumeist einen besonders schlechten Gesundheitszustand aufweisen, dass sie krnker sind und frher sterben als Personen mit hherem sozialen Status.

Auch der vor kurzem vorgelegte „2. Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung“ [10] weist deutlich darauf hin.

Dabei ist ein Thema bisher weitgehend ausgespart geblieben, der Unterschied zwischen GKV- und PKV-Versicherten (mit PKV- Versicherten sind hier die Personen gemeint, die in einer pri- vaten Krankenkasse voll versichert sind). Im Mittelpunkt steht die Vermutung, dass es bei Morbiditt und Gesundheitsverhal- ten erhebliche Unterschiede zwischen PKV- und GKV-Versicher- ten gibt. Unterschiede in der Morbiditt ließen sich z. B. mit der

„Kausationshypothese“ begrnden. Sie besagt, dass die Art der Krankenversicherung (d. h. PKV oder GKV) einen Einfluss auf den Gesundheitszustand ausbt. Demnach soll die PKV-Ver- sicherung eine bessere gesundheitliche Versorgung ermglichen als die GKV-Versicherung. Eine Ursache knnte darin liegen, dass die rzte bei einem PKV-Versicherten fr die gleiche Leistung er- heblich mehr abrechnen knnen als bei einem GKV-Versicher- ten. Es wre daher durchaus mglich, dass die gesundheitliche Versorgung der PKV-Versicherten den rzten besonders stark am Herzen liegt.

Unterschiede in der Morbiditt ließen sich auch aus der „Selek- tionshypothese“ ableiten. Nach dieser berlegung werden Men- schen mit einem schlechteren Gesundheitszustand eher bei einer gesetzlichen als bei einer privaten Krankenkasse aufgenommen.

Diese Hypothese lsst sich zum einen mit dem „Kontrahierungs- zwang“ der gesetzlichen Krankenkassen begrnden: Die GKV- Krankenkassen mssen alle Arbeiter und Angestellten aufnehmen, die bei ihnen versichert sein mchten, unabhngig von deren Ge- sundheitsstatus oder finanzieller Leistungskraft. Die PKV-Kran- kenkassen drfen dagegen einen Aufnahmeantrag ablehnen.

Wichtig ist auch die „Versicherungspflichtgrenze“. Sie besagt, dass Arbeiter und Angestellte nur dann in der GKV versichert sein mssen, wenn ihr Einkommen unterhalb eines bestimmten Betra- ges bleibt. Diese Versicherungspflichtgrenze liegt im Jahr 2005 bei 46 800EBrutto (bzw. 3900Epro Monat). Arbeiter und Angestellte mit einem hheren Einkommen knnen demnach eher privat ver- sichert werden.

Hinzu kommt, dass bei hherem Einkommen die Prmien in der PKV oft erheblich gnstiger sind als in der GKV. Ein Rechenbei- spiel mag dies verdeutlichen (vgl. www.focus.msn.de): Ein 35-jhriger Mann mit einem Einkommen von 4000Epro Monat bezahlt in einer PKV 183Epro Monat (Tarif ohne Selbstbehalt, 100 % Kostenerstattung fr Brillen bis zu 416Ejhrlich, 75 % Kos- tenerstattung bei Zahnersatz). Bei einem GKV-Beitragssatz von 13,9 % wrde er jedoch 271Ebezahlen. Auch aus diesem Grunde werden viele gut Verdienende gern in die PKV wechseln. Da ein hheres Einkommen hufig mit einem besseren Gesundheits- zustand einhergeht, wird das hhere Einkommensniveau der

PKV-Versichten vermutlich auch dazu fhren, dass die PKV-Ver- sicherten im Durchschnitt gesnder sind als die GKV-Versicher- ten. Ein weiterer grundlegender Unterschied ist, dass die Prmie in der PKV nach dem quivalenzprinzip berechnet wird (d. h.

nach dem individuellen Erkrankungsrisiko), die GKV jedoch nach dem Solidarittsprinzip organisiert ist (d. h. Berechnung der Prmie ausschließlich nach der Hhe des Einkommens).

Chronisch kranke bzw. ltere Personen werden daher eher ge- setzlich versichert sein.

Ganz hnlich ließen sich auch Unterschiede im Gesundheitsver- halten zwischen PKV- und GKV-Versicherten begrnden. Ent- sprechend der „Kausationshypothese“ wre zu vermuten, dass sich die rzte bei den PKV-Versicherten besonders stark um eine gesunde Lebensfhrung bemhen. Auf Grundlage der „Se- lektionshypothese“ knnte angenommen werden, dass die ge- sundheitsbewussteren (und damit auch gesnderen) Personen eher in die PKV aufgenommen werden als die weniger gesund- heitsbewussten.

Es spricht also vieles dafr, dass die PKV-Versicherten ein hheres Einkommen aufweisen, sich gesnder verhalten und gesnder sind als die GKV-Versicherten. In der Public-Health-Forschung ist dieses Thema jedoch weitgehend vernachlssigt worden. Entspre- chend fehlt auch eine fundierte empirische berprfung der Fra- ge, ob der Selektionshypothese eine grßere Bedeutung zukommt als der Kausationshypothese. In der PKV sind zurzeit ca. 8,1 Mil- lionen Personen voll versichert (www.vdak.de/zahlen.htm). Die Wechselstrme zwischen PKV und GKV weisen zudem darauf hin, dass die GKV immer mehr (vermutlich gut verdienende) Ver- sicherte an die PKV verliert. Im Jahr 2003 sind 338 000 Versicherte von der GKV in die PKV gewechselt, aber nur 131000 umgekehrt von der PKV in die GKV.

In der ffentlichen Diskussion sind Krankenkassen, die Abgaben- last und die Finanzierung des Gesundheitssystems sehr prsent.

So hat z. B. das Magazin „Stern“ in seiner Ausgabe vom 14.12.2005 einen Artikel mit „Zwei-Klassen-Medizin“ berschrieben. Dort werden die Unterschiede in der Versorgung zwischen PKV- und GKV-Versicherten anhand einiger Beispiele (und mit drastischen Worten) anschaulich beschrieben. Interessant ist auch eine Tabel- le, aus der hervorgeht, dass die Lebenserwartung bei den PKV-Ver- sicherten erheblich grßer ist als im Bundesdurchschnitt (z. B. bei 40-jhrigen Mnnern 84 vs. 77 Jahre). Wissenschaftliche Unter- suchungen lassen sich zu diesem Thema jedoch kaum finden.

Auch nach intensiver Suche konnte nur eine Publikation gefunden werden, die sich auf den Morbidittsvergleich zwischen PKV- und GKV-Versicherten konzentriert [11]. In dieser Studie wurden die Daten des „Access-Panels“ aus dem Jahr 2002 ausgewertet, einer bundesweiten schriftlichen Befragung von 54 300 Personen im Al- ter von 20 bis 79 Jahren. Der Vergleich zeigt, dass die PKV-Ver- sicherten (im Vergleich zu den GKV-Versicherten) zumeist eine niedrigere Prvalenz von Hypertonie, Diabetes, Herz-Kreislauf-Er- krankungen und chronischer Bronchitis/Asthma aufweisen, dass sie seltener zu einem Arzt gehen, seltener in ein Krankenhaus ein- gewiesen werden und seltener Medikamente einnehmen. Weiter- gehende multivariate Analysen sind jedoch nicht enthalten.

Eine Publikation, die sich speziell auf den Vergleich des Gesund- heitsverhaltens zwischen PKV- und GKV-Versicherten bezieht,

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konnte nicht gefunden werden. Auch wissenschaftlich fundierte Hinweise auf Unterschiede in der gesundheitlichen Versorgung sind offenbar kaum vorhanden. Hier ist uns nur eine neuere Pub- likation bekannt: Bei einem Vergleich der Arzneimittelversor- gung wurde festgestellt, dass PKV-Versicherte mehr als GKV- Versicherte von pharmakologischen Fortschritten profitieren knnen, dass sie deutlich mehr patentgeschtzte und damit teu- rere Medikamente erhalten [12].

In einigen Publikationen sind empirische Informationen ber die Unterschiede bei Morbiditt und Gesundheitsverhalten zwi- schen PKV- und GKV-Versicherten gleichsam versteckt enthal- ten. Die Variable zum Versicherungsstatus wird manchmal als Kontrollvariable in die Analysen aufgenommen, ohne jedoch im Titel des Beitrages extra auf diese Ergebnisse hinzuweisen. Diese

„Nebenprodukte“ sind nur schwer und eher zufllig zu finden. In einer krzlich verffentlichen Studie ist z. B. untersucht worden, wie sich der Zusammenhang zwischen Sozialstatus und Gesund- heitszustand im Lebensverlauf verndert, und die Tabellen bein- halten auch die Information, dass die PKV-Versicherten mit ihrer Gesundheit zufriedener sind als die GKV-Versicherten [13].

Die hier vorgestellte Arbeit soll dazu beitragen, die Unterschiede zwischen GKV und PKV intensiver wissenschaftlich zu unter- suchen. Im nchsten Abschnitt werden der Datensatz und die Operationalisierungen der Konzepte vorgestellt. Anschließend folgen die Resultate der Berechnungen und eine Diskussion der Ergebnisse.

Methoden

Fr die Analysen dieses Beitrags wurde der Bundesgesundheits- survey 1998 (fortan BGS98) verwendet. Diese Erhebung zur Ge- sundheit der deutschen Bevlkerung wurde vom Robert-Koch- Institut im Auftrag des Bundesministeriums fr Gesundheit durchgefhrt [14] und ist reprsentativ fr die Bevlkerung West- und Ostdeutschlands (Geburtskohorten 1919 – 1980).

7124 Bundesbrger im Alter von 18 – 79 Jahren wurden befragt und medizinisch untersucht. Fr diesen Beitrag werden aller- dings nur die Daten der deutschen Befragten verwendet, damit reduziert sich die Fallzahl auf 6822 Flle. Begrndet wird diese Entscheidung damit, dass nichtdeutsche Befragte im Datensatz unterreprsentiert sind und ihre Bercksichtigung deshalb zu ei- ner Verzerrung fhren knnte. Die schriftliche Befragung der Studienteilnehmer wurde ergnzt durch ein Arztinterview zur bisherigen Erkrankungsgeschichte. Dieses Vorgehen verbessert die Reliabilitt und vor allem die Validitt der Angaben der Be- fragten zu ihrem Gesundheitszustand im Vergleich zur reinen Selbstauskunft, da der Arzt etwaige unklare ußerungen der Stu- dienteilnehmer zu bestimmten Krankheiten przisieren oder auch mgliche Mehrfachnennungen hnlicher Krankheitsph- nomene verhindern kann.

Im Mittelpunkt der hier vorgestellten Analyse stehen die Unter- schiede zwischen GKV- und PKV-Versicherten hinsichtlich ihres Gesundheitszustandes. Fr diesen Beitrag verwenden wir ber- wiegend eine strenge Definition des Versicherungsstatus. Bei die- ser Definition werden ausschließlich Personen mit privater Voll- versicherung als PKV-Versicherte behandelt. Sicherlich knnten

die Beihilfeberechtigten auch zu den PKV-Versicherten gezhlt werden, was die Fallzahl erhhen wrde. Dann knnte allerdings die Selektionshypothese nicht mehr so gut getestet werden, da z. B. beihilfeberechtigte Beamte automatisch privat versichert sind. Zu Vergleichszwecken haben wir jedoch alle Berechnungen dieses Beitrags mit Verwendung einer PKV-Variable wiederholt, die Beihilfeberechtigte und privat Vollversicherte zusammen als PKV-Versicherte behandelt. Ergebnisse hierzu werden allerdings ohne tabellarische Aufbereitung im laufenden Text prsentiert.

Die abhngigen Variablen sind Multimorbiditt, die subjektive Bewertung des eigenen Gesundheitszustandes und das Rauch- verhalten. Als unabhngige Variablen werden neben dem Ver- sicherungsstatus das Alter, Schulbildung, Haushaltsnettoein- kommen, Wohnort (alte vs. neue Bundeslnder), Urbanitt, Bodymass-Index und ebenfalls das Rauchen verwendet. Das Rauchen geht demnach sowohl als abhngige wie auch unab- hngige Variable in die Berechnungen ein.

Die Multimorbiditt wird gemessen als Summe bisheriger Krank- heiten. Auf die Frage „Welche der folgenden Krankheiten hatten Sie jemals?“ folgten 42 Kategorien (z. B. Bluthochdruck, Asthma bronchiale, Gastritis, Zuckerkrankheit, Nierensteine, Gelenkver- schleiß, Essstrungen, Heuschnupfen). Wenn eine der Krankhei- ten in der Vergangenheit oder akut vorlag, so wurde sie gezhlt.

Neben der Multimorbiditt dient die subjektive Einstufung der Gesundheit als zustzliche abhngige Variable. Die Frage „Wie wrden Sie Ihren Gesundheitszustand im Allgemeinen beschrei- ben?“ wurde mit einer fnfstufigen Skala von „ausgezeichnet“ bis

„schlecht“ erhoben. Die Ausprgungen „ausgezeichnet“, „sehr gut“

und „gut“ wurden dabei fr die Analyse zusammengefasst, ebenso die Ausprgungen „weniger gut“ und „schlecht“.

Die Altersvariable weist einen Mittelwert von 46 Jahren auf und wurde entlang dieses Mittelwerts zentriert. Fr die lineare Re- gression bringt das den Vorteil, dass die Konstante sinnvoll inter- pretiert werden kann. Die Schulbildung der Befragten wurde in Dummies berfhrt. Fr mittlere Bildung stehen der Realschul- und polytechnische Abschluss, hhere Bildung wird durch das Fachabitur oder Abitur angezeigt; Referenzkategorie ist die ge- ringe Bildung (Hauptschule, kein Schulabschluss). Das Haus- haltseinkommen wurde im BGS98 kategorisiert abgefragt. Da- durch entstehen mglicherweise Verzerrungen am rechten Ende der Verteilung. Aus diesem Grund wurden die Kategorien- mittel logarithmiert. Mit dieser Vorgehensweise staucht man das rechte Ende der Verteilung und reduziert somit den Fehler, der eventuell durch das Einsetzen eines Wertes in die nach oben offene Kategorie erzeugt wird. Um den Fehler mglichst ge- ring zu halten, wurden fr die kleinste Kategorie „bis 1000 DM“

und die nach oben offene Kategorie „10 000 DM und mehr“ der entsprechende Mittelwert der Einkommensangaben der offenen Nennungen des ALLBUS eingesetzt, einer bevlkerungsreprsen- tativen Befragung der Sozialwissenschaften, ebenfalls aus dem Jahr 1998. Das Pro-Kopf-Einkommen ergibt sich dann aus dem Nettoeinkommen des gesamten Haushalts geteilt durch die ge- wichtete Haushaltspersonenanzahl [15, 16].

Die Variable zum Wohnort diskriminiert zwischen Personen, die im Jahr 1988 auf dem Gebiet der alten oder neuen Bundeslnder gewohnt haben. Ferner wurde eine Dummy-Variable zur Mes-

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sung des Grades der Urbanisierung einbezogen. Hier wird zwi- schen „Großstadt“ (500 000 Einwohner und mehr) und „Klein- stadt bis lndliche Gegend“ (weniger als 500 000 Einwohner) un- terschieden.

Zwei verhaltensgeprgte Variablen werden ebenfalls bercksich- tigt: das Rauchen und die Krperflle gemessen am BMI. Wenn das Rauchverhalten als unabhngige Variable fungiert, so wird zwischen „Nierauchern“ und „derzeitigen Rauchern bzw. ehemali- gen Rauchern“ unterschieden. Wenn das Rauchen dagegen als ab- hngige Variable dient, wird die folgende Dichotomisierung ver- wendet: „derzeitige Raucher“ und „Nieraucher bzw. ehemalige Raucher“. Mit dieser Konstruktion wird dem Umstand Rechnung getragen, dass Raucher auch mit dem Rauchen aufhren knnen.

Wenn das Rauchen abhngige Variable ist, so kann mit dieser Ope- rationalisierung ein Alterseffekt ausgewiesen werden.

Da sowohl Krpergrße als auch Krpergewicht beim Bundes- gesundheitssurvey im Untersuchungszentrum gemessen wur- den [17], gibt es keinen Anlass dafr, auf etwaige Untertreibun- gen, z. B. beim Krpergewicht, zu korrigieren, wie es bei Telefonbefragungen ratsam sein knnte. In diesem Beitrag wird dann differenziert zwischen „Normalgewicht“ (BMI bis 25) und bergewicht (BMI 25 und hher). Da Befragte mit Untergewicht nur eine verschwindend kleine Population darstellen, sind sie in der Kategorie des Normalgewichts verortet.

Die multivariaten Analyseverfahren sind die lineare und logisti- sche Regression. Dabei wurde der im Datensatz enthaltene Ge- wichtungsfaktor (w98) verwendet, um Auswahlverzerrungen auszugleichen. Ein Vergleich der Analysen mit bzw. ohne Ge- wichtungsfaktor zeigt, dass die Schtzungen mit Gewichtung konservativer ausfallen, was die Gefahr reduziert, trotz entspre- chender Signifikanztests Zusammenhnge vorschnell zu akzep- tieren. Das Vorliegen von Multikollinearitt wurde ebenfalls berprft, der maximale mean VIF der Modelle von 1,22 deutet allerdings auf weitgehend unkorrelierte unabhngige Variablen hin. Da die Regressionen zudem mit robusten Standardfehlern gerechnet wurden, sind auch mgliche Beeintrchtigungen durch Heteroskedastizitt abgefedert (z. B. beim Alter).

Ergebnisse

Ein erster Vergleich der beiden Versichertengruppen ist schon anhand der deskriptiven Darstellung in Tab.1mglich und zeigt vor allem die folgenden Unterschiede: Im Vergleich zu den GKV- Versicherten ist bei den PKV-Versicherten der Anteil von Frauen niedriger, das Einkommen hher, die Schulbildung besser, der Anteil von Bewohnern der alten Bundeslnder hher, die durch- schnittliche Anzahl von Krankheiten niedriger und die subjektive Einschtzung des eigenen Gesundheitszustandes besser.

Vor der Durchfhrung der multivariaten Analyse sollten die Re- gressanden und Regressoren nher betrachtet werden. Ein Ver- gleich der beiden abhngigen Variablen zum Gesundheits- zustand zeigt, wie eng die Multimorbiditt mit der subjektiven Einschtzung des Gesundheitszustandes zusammenhngt (vgl.

Abb.1). Es ist daher zu erwarten, dass die multivariaten Analysen auch zu hnlichen Ergebnissen fhren. Wie oben ausgefhrt, sind bei der Variable „subjektive Einschtzung des Gesundheits- zustandes“ fr die multivariaten Analysen die ersten drei Aus- prgungen (ausgezeichnet, sehr gut und gut) zusammengefasst worden. Abb.1verdeutlicht, dass diese Dichotomisierung auch deswegen sinnvoll erscheint, weil sich die Multimorbiditt be- reits bei der nchsten Ausprgung („weniger gut“) deutlich er- hht. Interessant ist auch das Resultat, dass Frauen, unabhngig von Alter und subjektiver Gesundheitseinstufung, mehr Krank- heiten nennen als Mnner. Dieser Umstand liegt mglicherweise

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

ausgez eichnet

sehr gut gut wenige

r gut schlec

ht

Mann Frau

Abb.1 Zusammenhang von Multimorbiditt (Summe der Krankhei- ten) und der Einschtzung des subjektiven Gesundheitszustandes bei Kontrolle des Lebensalters (Quelle: BGS98).

Tab.1 Beschreibung der Stichprobe (ausfhrliche Variablenbeschrei- bung siehe Abschnitt „Methoden“), Quelle: BGS98

gesamt GKV1 PKV2

n (Anzahl Personen, ohne nichtdeutsche Befragte)

6 822 6 505 317

Alter (Jahre) 46,0 46,1 44,7

– zentriert 0,0 0,7 – 1,0

Anteil Frauen (%) 51,8 52,7 34,7

Haushaltseinkommen (DM pro Monat) 3 862,2 3 772,9 5 660,3 logarithmiertes Pro-Kopf-Einkommen (pro

Monat)

4,3 4,3 4,7

Schulbildung (%)

– untere (Hauptschule) 40,5 40,7 25,2

– mittlere (Realschule, Polytechn.) 32,6 32,8 28,7

– obere (Abitur) 21,3 20,3 42,0

wohnhaft in alten Bundeslndern (%) 62,9 61,9 83,3 wohnhaft in Stadt mit500 000 Einw. (%) 34,3 34,1 39,1

Bodymass-Index£25 39,9 40,0 38,9

Rauchen (%)

– derzeit 32,0 32,1 30,9

– noch nie 44,8 44,9 43,5

Multimorbiditt (%)

– keine oder 1 Krankheit 29,4 29,0 36,9

– 2 oder 3 Krankheiten 29,7 29,6 31,2

– 4 oder 5 Krankheiten 19,2 19,3 16,4

– 6 oder mehr Krankheiten 21,7 22,0 15,5

– Mittelwert der Summe der Krankheiten 3,45 3,52 2,89 schlechter Gesundheitszustand (%)3 17,5 17,9 9,1

1Gesetzliche Versicherung.

2Private Vollversicherung.

3Subjektive Einschtzung des eigenen Gesundheitszustandes.

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eher an der hheren Symptomaufmerksamkeit als daran, dass Frauen wirklich mehr Krankheiten haben als Mnner.

Auch in der multivariaten Analyse mit der abhngigen Variable

„Anzahl der Krankheiten“ bleibt der Unterschied zwischen Mn- nern und Frauen weitgehend bestehen (vgl. Tab.2). Die Konstante der Mnner liegt bei 2,8 und diejenige der Frauen bei 3,7 Krank- heiten; d. h. durchschnittlich alte Mnner mit geringer Bildung, niedrigem Einkommen und wohnhaft in Gemeinden mit weniger als 500 000 Einwohnern in Ostdeutschland wrden ca. 2,8 Krank- heiten aufweisen. Ausgehend von diesem Referenzpunkt, sind die Koeffizienten der Berechnungen einzuordnen. Mit steigendem Al- ter steigt (geschlechtsunabhngig) die Anzahl von Krankheiten.

Ein Lebensjahr mehr bedeutet 0,07 Krankheiten mehr; d. h. ein 45-jhriger Mensch hat im Vergleich zu einem 25-jhrigen Men- schen 1,4 Krankheiten mehr erlebt. Weitere Analysen zeigen, dass dieser Zusammenhang nahezu linear ist, lediglich im Bereich der besonders alten Befragten macht sich der Survivor-Effekt bemerk- bar. Da dieser Effekt lediglich die etwa 70 Jahre alten und lteren Befragten betrifft, wird hier nicht nher darauf eingegangen. H- here Bildung schtzt vor allem die Mnner vor Krankheiten. West- deutsche, Frauen wie Mnner, weisen mehr Krankheiten auf als Ostdeutsche. Nichtrauchen frdert die Gesundheit vor allem bei Mnnern. Bei Frauen geht dagegen ein BMI-Wert von maximal 25 einher mit einer geringeren Anzahl von Krankheiten. Nun zu dem zentralen Ergebnis, bezogen auf den Versicherungsstatus: Mnn- liche Privatversicherte haben hchst signifikant 0,55 Krankheiten weniger als gesetzlich versicherte Mnner. Bei Frauen zeigt sich ein hnlicher, aber nicht signifikanter Effekt des Versicherungssta- tus. Ein Manko der Analysen dieses Beitrags ist sicherlich die rela- tiv geringe Fallzahl bei den Privatversicherten; nur 207 Mnner und 110 Frauen weisen (nach der strengen Definition des Ver- sicherungsstatus) eine private Vollversicherung auf. Die prsen- tierten Resultate sind dennoch relativ stabil.

Tab.3veranschaulicht die Resultate der logistischen Regressionen mit der abhngigen Variablen „subjektive Einschtzung des Ge- sundheitszustandes“. Hinsichtlich vieler Teilergebnisse sind die Resultate sehr hnlich zu den vorherigen Berechnungen (vgl.

Tab.2). Der Alterseffekt ist vergleichbar stark ausgeprgt: Mit stei- gendem Alter steigt die Wahrscheinlichkeit, dass sich Mnner wie Frauen einen schlechten subjektiven Gesundheitszustand zu- schreiben. Hhere Bildung ist bei Mnnern und Frauen mit einem besseren subjektiven Gesundheitszustand assoziiert, das Einkom- men dagegen hat keinen signifikanten Einfluss. Ob man in West- oder Ostdeutschland aufgewachsen ist oder nicht, hat weder fr Frauen noch fr Mnner einen Effekt auf die eigene Gesundheits- wahrnehmung. Der Grad der Urbanitt spielt bei Frauen keine Rol- le, whrend Mnner aus Großstdten sich signifikant gesnder fhlen. Dieses Resultat der Mnner ist allerdings unabhngig von der Anzahl der Krankheiten, denn der Effekt der Urbanitt ist in Tab.2a nicht signifikant. Nichtrauchende Mnner haben nicht nur weniger Krankheiten (vgl. Tab.2a), sie fhlen sich auch gesn- der (vgl. Tab.3a). Bei Frauen hat das Rauchverhalten dagegen kei- nen signifikanten Effekt, weder auf die Anzahl der Krankheiten (vgl. Tab.2b) noch auf die subjektive Einschtzung der Gesund- heit. Weitere auf die Raucher/innen beschrnkte Analysen zeigen, dass die Anzahl der tglich gerauchten Zigaretten bei den Mn- nern hher ist als bei den Frauen (17 gegenber 13 Zigaretten).

Dies kann jedoch kaum erklren, warum bei Frauen kein Zusam-

menhang zwischen Rauchen und Gesundheitszustand gefunden werden kann.

Hinsichtlich des Versicherungsstatus fhlen sich Mnner mit PKV signifikant gesnder als gesetzlich versicherte Mnner. Bei den Frauen gibt es keinen Unterschied zwischen den Versiche- rungsarten und dem subjektiven Gesundheitsstatus.

Wie schon im Abschnitt „Methoden“ angekndigt, wurden alle Berechnungen mit einer PKV-Variablen wiederholt, die privat Vollversicherte und Beihilfeberechtigte zusammen als PKV-Ver- sicherte behandelt. Die Fallzahl steigt dann von 207 auf 362 pri- vat versicherte Mnner und von 110 auf 243 privat versicherte Frauen. Das Ergebnis ist eindeutig: Betrachtet man Beihilfebe- rechtigte und privat Vollversicherte als PKV-Versicherte, so ver- schwindet der Effekt des Versicherungsstatus. D. h. bei Mnnern kann kein Zusammenhang mehr zwischen Versicherungsstatus und Anzahl der Krankheiten sowie dem subjektiven Gesund- heitszustand gefunden werden. Bei den Frauen bleiben die Effek- te nach wie vor nicht signifikant.

Tab.2 Lineare (OLS) Regression mit der abh. Variable „Anzahl der Krankheiten“ Quelle: BGS98, t-Wert in Klammern (gerechnet mit Ge- wichtungsfaktor „w98“)

Modell A Regress-Koeff.

Modell B Regress-Koeff.

a Mnner

Alter (zentriert) 0,07 (21,4)1 0,07 (20,3)1

mittlere Bildung (Real, Polytech)2 – 0,39 (– 3,5)1 – 0,39 (– 3,5)1 hohe Bildung (Fach/Abitur)5 – 0,33 (– 2,7)3 – 0,33 (– 2,4)4 Pro-Kopf-Einkommen (log) 0,05 (1,6) 0,05 (1,5) wohnhaft in Westdt. 1988 0,22 (2,3)4 0,26 (2,4)4

ber 500 000 Einwohner 0,16 (1,5) 0,15 (1,4)

private Vollversicherung – 0,55 (– 3,4)1 – 0,55 (– 3,4)1

Nieraucher5 – 0,27 (– 2,8)3

BMI 25 und weniger 0,06 (0,5)

Konstante 2,81 (17,99)1 2,88 (18,11)1

mean VIF 1,18 1,17

n 2 591 2 586

R2 0,23 0,23

b Frauen

Alter (zentriert) 0,07 (12,9)1 0,07 (11,9)1

mittlere Bildung (Real, Polytech)2 – 0,12 (– 0,7) – 0,09 (– 0,6) hohe Bildung (Fach/Abitur)2 0,11 (0,6) 0,18 (0,9) Pro-Kopf-Einkommen (log) – 0,01 (0,3) – 0,02 (0,4) wohnhaft in Westdt. 1988 0,69 (5,4)1 0,69 (5,3)1

ber 500 000 Einwohner 0,15 (1,0) 0,16 (1,1)

private Vollversicherung – 0,37 (– 1,1) – 0,37 (1,1)

Nieraucher5 – 0,25 (1,9)

BMI 25 und weniger – 0,29 (2,1)4

Konstante 3,74 (16,44)1 3,97 (16,29)1

mean VIF 1,21 1,22

n 2 553 2 531

R2 0,14 0,14

1p < 0,001.

2Referenz: niedrige Bildung (Volks- und Hauptschule).

3p < 0,01.

4p < 0,05.

5Referenz: Raucher, Gelegenheitsraucher und ehemalige Raucher.

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Da gerade das Rauchverhalten von besonderem gesundheitspoliti- schem Interesse ist und da die Analyse mit dem Rauchverhalten als abhngiger Variable durchaus interessante Resultate liefert, soll sie hier ebenfalls vorgestellt werden (vgl. Tab.4). Es wurden auch Analysen mit dem BMI als abhngiger Variablen durch- gefhrt, diese ergaben leider keine zufrieden stellenden Modell- schtzungen, deshalb wird hier nicht weiter darauf eingegangen.

Nun zu den Resultaten der Schtzungen zum Rauchverhalten:

Wenig berraschend ist das Ergebnis, dass mit steigendem Alter bei Mnnern wie Frauen der Anteil der Raucher sinkt (vgl. Tab.4).

Mit hherer Bildung ist die Wahrscheinlichkeit des Nichtrauchens hher, das Einkommen spielt dagegen eher eine untergeordnete Rolle als Einflussfaktor des Rauchens. Urbanitt und das Aufwach- sen in alten oder neuen Bundeslndern hat keinen Einfluss auf das Rauchverhalten. Normalgewichtige Mnner wie Frauen sind eher Raucher als Personen mit bergewicht. Der Krankenversiche- rungsstatus hat keinen signifikanten Effekt auf das Rauchverhal- ten, d. h. gesetzlich Versicherte rauchen genauso oft wie privat Versicherte. Dies hat sich schon bei dem einfachen Vergleich zwi- schen GKV- und PKV-Versicherten angedeutet (vgl. Tab.1).

Erklrungsbedrftig knnte bei den Resultaten von Tab.4der Zu- sammenhang zwischen dem Krpergewicht und dem Rauchver- halten sein: bergewichtige Frauen wie Mnner rauchen dem- nach seltener als normalgewichtige. Dieser Effekt hngt zum Teil mit dem Alterseffekt zusammen. Mit zunehmendem Alter steigt der Anteil der Nichtraucher, aber zugleich nimmt auch al- tersbedingt die Krperflle zu. In Tab.4ist der Effekt des Krper- gewichts unter Kontrolle des Alters prsentiert. Entfernt man die Altersvariable aus den Berechnungen, so wird der Effekt des Kr- pergewichts deutlich verstrkt: Bei den Frauen wrde das ein Anstieg des t-Wertes von 2,0 auf 6,0 und bei den Mnnern von 3,9 auf 7,2 bedeuten.

Im nchsten Abschnitt erfolgt zunchst eine Zusammenfassung der wichtigsten Resultate, die zur Diskussion um den Effekt der privaten bzw. gesetzlichen Krankenversicherung auf die Gesund- heit der Bevlkerung berleitet.

Tab.3 Log. Regression mit der abh. Variablen „schlechter Gesund- heitszustand“1; Quelle: BGS98, z-Wert in Klammern (gerechnet mit Ge- wichtungsfaktor „w98“)

Modell A Regress-Koeff.

Modell B Regress-Koeff.

a Mnner

Alter (zentriert) 0,04 (9,4)2 0,04 (9,0)2

mittlere Bildung (Real, Polytech)3 – 0,74 (– 4,5)2 – 0,74 (– 4,5)2 hohe Bildung (Fach/Abitur)3 – 0,59 (– 3,7)2 – 0,54 (– 3,6)2 Pro-Kopf-Einkommen (log) 0,04 (1,0) – 0,04 (1,0) wohnhaft in Westdt. 1988 – 0,03 (– 0,3) – 0,01 (0,01) ber 500 000 Einwohner – 0,36 (– 2,7)4 – 0,36 (– 2,7)4 private Vollversicherung – 0,97 (– 2,5)5 – 0,97 (– 2,5)5

Nieraucher6 – 0,44 (– 3,2)4

BMI 25 und weniger – 0,01 (– 0,1)

Konstante – 1,46 (– 6,80)2 – 1,34 (– 6,18)2

n 2 589 2 584

R2 0,11 0,12

b Frauen

Alter (zentriert) 0,04 (7,5)2 0,04 (6,7)2

mittlere Bildung (Real, Polytech)3 – 0,55 (– 3,7)2 – 0,53 (– 3,6)2 hohe Bildung (Fach/Abitur)3 – 0,73 (– 3,7)2 – 0,69 (– 3,5)2 Pro-Kopf-Einkommen (log) 0,04 (0,9) 0,05 (1,1) wohnhaft in Westdt. 1988 – 0,07 (– 0,6) – 0,06 (– 0,4)

ber 500 000 Einwohner 0,02 (0,1) 0,02 (0,2)

private Vollversicherung – 0,10 (– 0,3) – 0,10 (– 0,3)

Nieraucher6 – 0,14 (– 1,1)

BMI 25 und weniger – 0,17 (– 1,2)

Konstante – 1,49 (– 6,80) – 1,40 (– 5,95)

n 2 552 2 530

R2 0,10 0,10

1Subjektive Einstufung der Gesundheit als „weniger gut“ oder „schlecht“.

2p < 0,001.

3Referenz: niedrige Bildung (Volks- und Hauptschule).

4p < 0,01.

5p < 0,05.

6Referenz: Raucher, Gelegenheitsraucher und ehemalige Raucher.

Tab.4 Log. Regression mit der abh. Variablen „Rauchen“1. Quelle:

BGS98, z-Wert in Klammern (gerechnet mit Gewichtungsfaktor „w98“)

Modell A Regress-Koeff.

Modell B Regress-Koeff.

a Mnner

Alter (zentriert) – 0,04 (– 11,6)2 – 0,04 (– 10,2)2 mittlere Bildung (Real, Polytech)3 – 0,19 (– 1,7) – 0,20 (– 1,8) hohe Bildung (Fach/Abitur)17 – 0,59 (– 4,8)2 – 0,65 (– 5,2)2 Pro-Kopf-Einkommen (log) 0,07 (2,2)4 0,06 (1,9) wohnhaft in Westdt. 1988 – 0,16 (– 1,7) – 0,17 (– 1,7)

ber 500 000 Einwohner 0,08 (0,8) 0,07 (0,7)

private Vollversicherung 0,09 (0,4) 0,09 (0,5)

BMI 25 und weniger 0,40 (3,9)2

Konstante – 0,62 (– 3,83)2 – 0,70 (– 4,3)2

n 2 591 2 586

R2 0,06 0,06

b Frauen

Alter (zentriert) – 0,05 (– 13,2)2 – 0,05 (– 12,0)2 mittlere Bildung (Real, Polytech)3 – 0,36 (– 2,9)5 – 0,37 (– 2,9)5 hohe Bildung (Fach/Abitur)3 – 0,97 (– 6,4)2 – 0,99 (– 6,5)2 Pro-Kopf-Einkommen (log) 0,06 (1,7) 0,06 (1,6) wohnhaft in Westdt. 1988 – 0,12 (– 1,2) – 0,14 (– 1,3)

ber 500 000 Einwohner 0,09 (0,9) 0,07 (0,7)

private Vollversicherung – 0,14 (– 0,5) – 0,15 (– 0,5)

BMI 25 und weniger 0,22 (2,0)4

Konstante – 0,87 (– 4,81)2 – 0,92 (– 4,98)2

n 2 553 2 531

R2 0,09 0,09

1Rauchen zum Zeitpunkt der Befragung (versus „Nieraucher plus ehemalige Raucher“): 1 = raucht, 0 = hat nie geraucht bzw. frher geraucht.

2p < 0,001.

3Referenz: niedrige Bildung (Volks- und Hauptschule).

4p < 0,05.

5p < 0,01.

Hinweis: Manchen Leser mag der Verzicht auf die Angabe von Odds Ratios ver- wundern. Um wenigstens eine gewisse Vergleichbarkeit der Resultate der Be- rechnungen zu erreichen, schien es sinnvoll, in allen multivariaten Berechnun- gen die jeweiligen Regressionskoeffizienten zu berichten. Bei der logistischen Regression bedeutet ein signifikanter Wert ber Null eine erhhte Eintrittswahr- scheinlichkeit des Ereignisses, das untersucht wird. Ein Wert unter Null zeigt dementsprechend einen negativen Zusammenhang an.

Originalarbeit

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Diskussion

Das zentrale Resultat der Analysen kann folgendermaßen um- schrieben werden: Privat versicherte Mnner weisen weniger Krankheiten auf und fhlen sich gesnder als gesetzlich ver- sicherte Mnner. Bei Frauen gibt es keinen Zusammenhang zwi- schen ihrem Versicherungsstatus und ihrer Gesundheit. Wech- selt man von der strengen Definition von Privatversicherung (nur Vollversicherte) hin zur gemßigten Definition (Beihilfebe- rechtigte und privat Vollversicherte), so verschwindet der Effekt der Privatversicherung. Verhaltensprgende Variablen wie Kr- pergewicht und Rauchen spielen in der Diskussion um den Effekt der Art der Krankenversicherung eine eher untergeordnete Rolle.

An dieser Stelle bietet es sich an, darber zu diskutieren, welche Datenqualitt vorliegt und welche alternativen Operationalisie- rungen zugunsten der gewhlten Vorgehensweise verworfen wurden. Kritisierbar ist sicherlich die gewhlte Messung der Multimorbiditt und demzufolge die vllige Gleichbehandlung aller genannten Krankheiten, d. h. ein Herzinfarkt zhlt bei die- sem Vorgehen „genauso viel“ wie Heuschnupfen. Allerdings sind Krankheiten oder Risikofaktoren bei schwerwiegenderen Formkreisen auch mit mehreren Kategorien im Fragebogen des BGS98 vertreten. Ein Befragter, der einen Herzinfarkt berlebt hat, wird vermutlich auch „Bluthochdruck“ und „erhhte Choles- terinwerte“ angeben, sodass ein schwerwiegender Krankheits- fall, wie der Herzinfarkt einer ist, durchaus einhergeht mit wei- teren Nennungen bei der Auflistung bisheriger Krankheiten.

Die Messung der Gesundheit anhand der Summe bisheriger Krankheiten ist natrlich auch durch den Survivor-Effekt beein- trchtigt (wer an einem Herzinfarkt gestorben ist, kann nicht mehr befragt werden). Dieses Problem lsst sich aber prinzipiell mit Querschnittsdaten nicht lsen. Ob die Hhe des Indexwertes wirklich ein Indikator fr gesundheitliche Beeintrchtigung ist, sollte ebenfalls hinterfragt werden. Ein Befragter kann z. B. nur eine Nennung bei „psychische Strung“ angeben, weist also den Indexwert „1“ auf, ist aber z. B. mit einer chronischen endogenen Psychose gesundheitlich viel strker beeintrchtigt als eine andere Person, die mehrere, aber weniger beeintrchtigende Krankheiten angibt (z. B. Heuschnupfen und eine leichte Nahrungsmittelaller- gie). Der Index weist demnach zwar Intervallskalenniveau auf, dennoch sollte man mit der Interpretation vorsichtig sein: Ein In- dexwert von „10“ bedeutet nicht, dass jemand doppelt so krank ist wie eine Person mit dem Wert „5“. Ein hherer Indexwert besagt lediglich, dass die Person mehr Krankheiten aufweist.

Eine Alternative zur Summe der 42 Krankheiten wre ein Index mit Indikatorvariablen gewesen, die faktorenanalytisch ermittelt werden knnten. Ein Faktor entsprche dann in etwa einem Formkreis, weil hnliche Krankheiten zu einem Faktor zusam- mengefasst wren. Dieses Vorgehen wrde eine ungleiche Ge- wichtung, bedingt durch eine ungleiche Anzahl hnlicher Krank- heitskategorien, verhindern. Dieser Vorteil steht jedoch einem grßeren Nachteil gegenber. Die Faktoren wrden lediglich ber die Indikatorvariablen erfasst werden, sodass Krankheiten eventuell gar nicht gezhlt werden, wenn die Indikatorvariable nicht genannt wird. Aus diesem Grund wurde auf eine faktoren- analytisch basierte Indexkonstruktion verzichtet und die Summe aller Krankheiten als Maß fr Multimorbiditt verwendet.

Sicherlich knnten im Rahmen der Analysen zu Gesundheit der Bevlkerung noch etliche weitere Zusammenhnge untersucht werden. Vor allem dem Thema Rauchen knnten durchaus tiefer gehende Analysen gewidmet werden, als in diesem Beitrag mg- lich ist. Deshalb sei an dieser Stelle auf ein Manuskript von Gross und Groß [18] verwiesen, das die widersprchliche Datenlage zum Rauchverhalten in Deutschland behandelt.

Abschließend sei auf einen wichtigen Punkt hingewiesen. Der Ef- fekt der Privatversicherung ist im Rahmen dieser Arbeit lediglich als Korrelation zu interpretieren. Leider kann dieser Effekt des Versicherungsstatus mit Querschnittsdaten nicht als Ursache- Wirkungs-Beziehung gedeutet werden. Um den Effekt der Pri- vatversicherung als urschlich fr einen bestimmten Gesund- heitszustand identifizieren zu knnen, bruchte man sehr umfangreiches Datenmaterial im Paneldesign, das entweder durch eine hohe Fallzahl oder durch ein geschichtetes Verfahren seltene Ereignisse bercksichtigt (da die Privatversicherung durchaus als seltenes Ereignis angesehen werden kann).

Die eingangs aufgeworfene Frage, ob man bei der Analyse des Ef- fektes der Art der Krankenversicherung eher der „Kausations- hypothese“ oder der „Selektionshypothese“ zustimmen sollte, kann folgendermaßen beantwortet werden. Aus unserer Sicht ist der berichtete Effekt der Privatversicherung vor allem als Se- lektionseffekt zu sehen. Private Versicherer knnen besonders kranke Versicherte ablehnen, sodass allein aus diesem Grund schon gesetzlich Versicherte einen etwas schlechteren Gesund- heitszustand vorweisen mssten. Arbeiter und Angestellte kn- nen zudem erst dann in die PKV eintreten, wenn ihr Einkommen hher ist als die Versicherungspflichtgrenze; und ein hheres Einkommen ist zumeist mit einem besseren Gesundheitszustand verbunden. Bei der Kausationshypothese (die PKV-Versicherung hat einen urschlichen gesundheitsfrderlichen Einfluss) wre zu erwarten, dass dieser Effekt bei Frauen und Mnnern gleicher- maßen zu beobachten ist; dies ist allerdings nicht der Fall. Wei- terhin msste der Effekt der Privatversicherung sowohl bei strenger Definition (nur privat Vollversicherte) als auch bei ge- mßigter Definition (Beihilfeberechtigte und privat Vollver- sicherte) erhalten bleiben, wenn die Privatversicherung einen ur- schlich gesundheitsfrderlichen Effekt haben sollte. Dies kann im Rahmen der Mglichkeiten der vorliegenden Daten allerdings nicht belegt werden.

Auch in Anbetracht der nicht ganz problemfreien Berechnungen mit Querschnittsdaten hoffen wir, mit diesem Beitrag die Diskus- sion um den Effekt der Art der Krankenversicherung zu beleben.

Somit knnten weitere Argumente in die Diskussion um den Krankenversicherungsschutz der Bevlkerung, eventuell auch zu privaten Zusatzversicherungen [19] eingebracht werden. Zu- dem knnte der Diskurs zur Gerechtigkeit im Gesundheitswesen [20] mit quantitativen Daten bereichert werden. Wobei die Dis- kussion zur Gerechtigkeit im Gesundheitswesen entschrft w- re, wenn der Kausationseffekt weitgehend ausgeschlossen wer- den kann. Wnschenswert wren vor allem weitergehende Analysen zu dem Effekt der Art der Krankenversicherung auf den Gesundheitszustand der Bevlkerung, um die prsentierten Resultate dieses Beitrags vielleicht auch mit Paneldaten besser zu sttzen bzw. zu ergnzen.

Originalarbeit

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Literatur

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3Klocke A. Armut bei Kindern und Jugendlichen und die Auswirkungen auf die Gesundheit. Gesundheitsberichterstattung des Bundes. Heft 4.

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4Richter M. Gesundheit und Gesundheitsverhalten im Jugendalter. Der Einfluss sozialer Ungleichheit. Wiesbaden: VS Verlag fr Sozialwis- senschaften, 2005

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6Jungbauer-Gans M, Kriwy P. Soziale Benachteiligung und Gesundheit bei Kindern und Jugendlichen. Wiesbaden: VS Verlag fr Sozialwis- senschaften, 2004

7Jungbauer-Gans M. Soziale Ungleichheit, Netzwerkbeziehungen und Gesundheit. Wiesbaden: Westdeutscher Verlag, 2002

8Mielck A. Soziale Ungleichheit und Gesundheit: Empirische Ergebnis- se, Erklrungsanstze, Interventionsmglichkeiten. Bern: Hans Huber, 2000

9Mielck A. Soziale Ungleichheit und Gesundheit. Einfhrung in die ak- tuelle Diskussion. Bern: Hans Huber, 2005

10Lampert Th, Saß AC, Hfelinger M et al. Armut, soziale Ungleichheit und Gesundheit. Expertise des Robert-Koch-Instituts zum 2. Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung. Beitrge zur Gesund- heitsberichterstattung des Bundes. Berlin: Robert-Koch-Institut, 2005

11Lngen M, Potthoff P, Wendland G et al. Unterschiede in der Inan- spruchnahme von Gesundheitsleistungen und der Morbiditt zwi- schen Versicherten in der Gesetzlichen Krankenversicherung und Pri- vaten Krankenversicherung. Eine Auswertung des Infratest Access Panels. Gesundheits- und Sozialpolitik 2005; 3/4: 25 – 30

12Ziegenhagen DJ , Glaeske G , Her A et al. Arzneimittelversorgung von PKV-Versicherten im Vergleich zur GKV. Gesundheitskonomie &

Qualittsmanagement 2004; 9: 108 – 115

13Bender KA, Habermalz S. Are there differences in the health – socio- economic status relationship over the life cycle? Evidence from Ger- many. Bonn: Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit (IZA), discussi- on paper series 1560, 2005

14Bellach BM, Knopf H, Thefeld W. Der Bundes-Gesundheitssurvey 1997/98. Gesundheitswesen 1998

15Lohmann H. quivalenzskalen und haushaltsspezifisches Armutsrisi- ko. Wirtschaft und Statistik 2001; 6: 483 – 493

16Faik J. Institutionelle quivalenzskalen als Basis von Verteilungsana- lysen. In: Becker I, Hauser R (Hrsg). Einkommensverteilung und Ar- mut: Deutschland auf dem Weg zur Vierfnftelgesellschaft. Frankfurt a. M./New York: Campus, 1997: 13 – 42

17Stolzenberg H. Bundes–Gesundheitssurvey 1998, Dokumentation des Datensatzes. Berlin: Robert-Koch-Institut, 2000

18Gross C, Groß J. Widersprche in der Datenlage zum Rauchverhalten in der BRD, unverffentlichtes Manuskript. Institut fr Soziologie der LMU Mnchen und Institut fr Soziologie der CAU Kiel 2006

19Uschold P, Potthoff P, von Trne I et al. Die neuen Kunden der privaten Krankenversicherungen. Gesundheitswesen 2005; 67: 594 – 604

20Brink A, Eurich J, Hdrich J et al. Gerechtigkeit im Gesundheitswesen.

Berlin: Duncker & Humblot, 2006

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Referenzen

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