Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen - Eine Analyse von Querschnittsdaten

Kopetsch, Thomas; Rauscher, Michael Article Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen - Eine Analyse von Querschnittsdaten Schmollers Jahrbuch – Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften. Journal of Applied Social Science Studies Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Kopetsch, Thomas; Rauscher, Michael (2006) : Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen - Eine Analyse von Querschnittsdaten, Schmollers Jahrbuch – Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften. Journal of Applied Social Science Studies, ISSN 1865-5742, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 126, Iss. 1, pp. 59-81, https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/292144 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. 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Zusammenfassung Auf der Basis von Daten der Einkornrnens- und Verbrauchsstichprobe 1993 wird die Einkornrnenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen geschätzt. Dabei werden für privat und gesetzlich Krankenversicherte getrennte Schätzungen durch geführt. Es zeigt sich, dass die Einkommenselastizität der Nachfrage bei geringen und mittleren Einkornrnen größer als eins und nur für Spitzenverdiener kleiner als eins ist. JEL Classifications: Dl2, IJO Received: September 14, 2004 Accepted: November 29, 2005 1. Problemstellung Das Gesundheitswesen ist die einzige Branche, deren Wachstum als Krise wahrgenommen wird. Dies liegt vor allem daran, dass die Finanzierung des Gesundheitssystems zum großen Teil über lohnabhängige Beiträge und zur Hälfte durch den Arbeitgeber erfolgt. Dieses Konstrukt hat zur Folge, dass ein höherer Finanzbedarf des Gesundheitswesens c. p. höhere Krankenversiche rungsbeiträge induziert und damit den Einsatz des Produktionsfaktors Arbeit * Wir danken zwei anonymen Gutachtern für wertvolle Hinweise und Verbes serungsvorschläge. Eventuelle Fehler und Unzulänglichkeiten gehen natürlich zu unse ren Lasten. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 60 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher verteuert. Dies wirkt sich tendenziell beschäftigungsfeindlich aus. Daher ist in Zeiten der Massenarbeitslosigkeit das oberste Ziel der Gesundheitspolitik die Beitragssatzstabilität der gesetzlichen Krankenversicherung, d. h. die Aus gaben dürfen nur im Gleichschritt mit den Einnahmen wachsen. Ob die Ver folgung dieses Zieles allerdings auch allokationstheoretisch sinnvoll ist, ist prinzipiell in Frage zu stellen, da es dadurch zu einer Missachtung der indivi duellen Präferenzen kommt. Wenn die Individuen von ihren wachsenden Ein kommen überproportional viel für Gesundheitsleistungen ausgeben möchten, bürdet man den Individuen durch die Verfolgung des Grundsatzes der Bei tragssatzstabilität einen Wohlfahrtsverlust auf. Daher ist die Frage der Höhe der Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen sehr entscheidend für die präferenzkonforme und effiziente Ausgestaltung des Ge sundheitssystems und somit ein zentraler Punkt für die aktuelle Gesundheits politik. Die entscheidende Frage lautet daher: Gehören Gesundheitsgüter und -dienstleistungen zur Kategorie der Luxusgüter oder nicht? An dieser Stelle ist es sinnvoll, eine Begriffsklarstellung vorzunehmen. In der gesundheitsökonomischen und -politischen Literatur -auch in diesem Bei trag -wird vielfach der unpräzise Begriff „Gesundheitsausgaben" verwendet. Die Verwendung dieses Begriffs legt es nahe zu vermuten, dass alle Güter, die einen gesundheitlichen Ertrag erbringen, darunter erfasst werden. Das ist aller dings mitnichten der Fall. Die Gesundheit eines Individuums hängt nämlich nicht vom Konsum solcher Leistungen ab, sondern in erster Linie von der per sönlichen Lebensweise, insbesondere dem Ernährungs- und Bewegungsver halten. Die unter dem Begriff „Gesundheitsleistungen" subsumierten Leis tungen dienen nicht der Gesundheit per se, sondern der Wiederherstellung des ursprünglichen Gesundheitszustandes, wie er vor Eintritt der Erkrankung bestanden hat. Daher bedeutet der Begriff „Gesundheitsausgaben" eigentlich ,,Ausgaben für medizinische Leistungen". Die Nachfrage nach Gesundheitsleistungen bzw. das Ausmaß der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen reflektiert somit die Stärke des Wunsches nach Wiederherstellung des ursprünglichen Gesundheitszustandes. Die Resultate der empirischen Untersuchungen zum Einfluss des Einkom mens auf die Nutzung von Gesundheitsgütern sind widersprüchlich. Warum gestaltet es sich schwierig, die „wahre" Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen zu ermitteln? Die Autorinnen und Autoren, die zu dem Ergebnis kommen, dass Gesundheitsgüter und -dienstleistungen Luxus güter seien, gehen in der Regel folgendermaßen vor: Die volkswirtschaftlichen Ausgaben für Gesundheit werden auf das Bruttoinlandsprodukt oder das Volkseinkommen im Zeitablauf regressiert. Tabelle 1 gibt exemplarisch die Resultate einer solchen Studie für verschiedene OECD-Länder wieder. Die Verwendung von Makro-Daten ist allerdings problematisch, da zwangsläufig lange Zeitreihen zu Grunde gelegt werden müssen und in dieser langen Frist neben dem Einkommen auch andere Variable variieren, die in aggregierten Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 61 Tabelle 1 Elastizitäten der Gesundheitsausgaben im Bezug auf das Bruttoinlandsprodukt verschiedener Länder gesamte Gesundheitsausgaben in jeweiligen Preisen, 1960 -1982 Deutschland 1,3 Australien 1,2 Österreich 1,3 Belgien 1,4 Kanada 1,2 Dänemark 1,3 USA 1,4 Finnland 1,2 Frankreich 1,3 Griechenland 1,2 Irland 1,3 Italien 1,2 Japan 1,3 Norwegen 1,3 Niederlande 1,4 Großbritannien 1,2 Schweden 1,4 Durchschnitt 1,3 Quelle: OECD (1985, 12). Daten nicht beobachtbar sind. So können sich im Zeitablauf über Dekaden hinweg Präferenzänderungen ergeben, die die Nachfrage nach Gesundheits leistungen beeinflussen. Ähnliches gilt für Verschiebungen im Morbiditäts spektrum der Bevölkerung, die sich durch Einbeziehung demografischer Va riablen nur teilweise abbilden lassen. Hinzu kommen Änderungen in den Ver gütungsregeln der gesetzlichen und privaten Krankenversicherung sowie -be sonders wichtig -der medizinische Fortschritt, der nicht Kostensenkungen mit sich bringt, sondern mit der Einführung neuer, häufig sehr aufwändiger und damit auch sehr teurer Behandlungsmethoden verbunden ist. Wenn diese Variablen mit der langfristigen Einkommensentwicklung korreliert sind, was zu erwarten ist, so werden die Schätzergebnisse verzerrt sein. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 62 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher Darüber hinaus besteht ein Problem bei den Arbeiten, die Makro-Daten ver wenden, darin, dass sie jeweils die gesamten Ausgaben für Gesundheitsgüter und -dienstleistungen zu Grunde legen. Das umfasst auch diejenigen Aufwen dungen, die durch den Abschluss einer Krankenversicherung gedeckt sind. Wenn man die Gesamtheit der Gesundheitsausgaben für empirische Unter suchungen zu Grunde legt, taucht ein gravierendes Problem auf. Das Gesund heitswesen ist insofern eine Ausnahmebranche, als die stattfindenden Trans aktionen durch Dreiecksbeziehungen gekennzeichnet sind. Der Nachfrager offenbart seinen Konsumwunsch dem Leistungserbringer, wobei ein Dritter, nämlich die Versicherung, zahlt. Bei dieser Konstellation werden aber nicht die wahren Präferenzen, die ech te Zahlungsbereitschaft für Gesundheitsgüter und -dienstleistungen offenbart. Die Ausgaben übersteigen die eigentliche Zahlungsbereitschaft. Der Nach frager konsumiert Leistungen bis zur Sättigungsmenge1, da er sie zum Null tarif erhält (ex-post moral hazard). Diese Gründe sprechen gegen eine Verwendung von makroökonomischen Daten bei der Schätzung der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen.2 Mikro ökonomische Querschnittsdaten haben hier Vorteile. Zu beachten ist dabei allerdings, dass nach Ansicht von Newhouse (1977) die Einkollllllenselasti zität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen wesentlich davon abhängen wird, ob der Entscheidungsträger mit den gesamten Kosten für den Verbrauch zusätzlicher Ressourcen konfrontiert ist. Ist dies der Fall, so wird die Nach frage stark vom Einkollllllen mitbestillllllt. 3 Hat er aber nur einen geringen Teil der Kosten selbst zu tragen, so wirken sich Einkommensunterschiede weniger stark aus. Arme und Reiche nähern sich in ihrem Konsum von Ge sundheitsleistungen einander an. Mit zunehmendem Anteil der durch die Ver sicherung abgedeckten Gesundheitskosten sollte die Einkommenselastizität der Nachfrage also geringer werden.4 Die Tatsache, dass sich bei der Unter suchung von Makro-Daten in der Regel Einkollllllenselastizitäten größer als eins (vgl. Tabelle 1) einstellen, steht mit Newhouses These im Einklang, da eine Volkswirtschaft immer die vollen Kosten der im Gesundheitswesen ge bundenen Produktionsfaktoren zu tragen hat. 1 Der Konsum wird nur dann nicht bis zur Sättigungsmenge ausgedehnt, wenn Selbstbehalte existieren. 2 Siehe dazu auch Blomqvist/ Carter (1997). 3 Siehe dazu auch Gerdtham/ Jönsson (2000, 23). 4 Ursächlich hierfür sind Sättigungseffekte. Bei einem Preis von Null wäre zu er warten, dass Arme und Reiche -ceteris paribus -die gleiche Menge an Gesundheits leistungen konsumieren, so dass die Nachfrage in diesem Fall einkommensunabhängig wäre. Natürlich sind andere Szenarien, etwa auf der Basis homothetischer Präferenzen, theoretisch denkbar; sie sind aber wenig plausibel. Bei homothetischen Präferenzen bei spielsweise würde die Nachfrage selbst bei einem Preis von Null linear vom Einkom men abhängen. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 63 Dagegen weisen die empirischen Arbeiten, in denen versucht wird, die Ein kommenselastizität der Nachfrage nach medizinischen Leistungen mittels rnikroökonornischer Daten abzuschätzen (Querschnittsanalysen innerhalb eines Landes) immer Einkommenselastizitäten von unter eins aus, sie falsifi zieren somit die Luxusgut-Hypothese. Die uns bekannten sind in der folgen den Tabelle 2 zusammengefasst. Zum überwiegenden Teil kommen die Auto rinnen und Autoren zu dem Ergebnis, dass die Einkommenselastizität gering oder praktisch Null ist. Dies resultiert daraus, dass die Konsumenten nicht mit den gesamten Kosten der Inanspruchnahme medizinischer Leistungen kon frontiert sind. Tabelle 2 Zusammenstellung der empirischen Schätzungen zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsgütern Autoren Ergebnis Schätzungen aus dem anglo-amerikanischen Raum Auster et al. (1969) negativ Andersen/Benham (1970) 0,31 bis 0,41 Grossmann (1972) 0,7 Rosett/Huang (1973) 0,25 bis 0,45 Newhouse/Phelps (1974) 0,1 bis 0,3 Phelps (1975) etwa 0,1 oder geringer Newhouse/Phelps (1976) ---0,03 bis 0, 1 Fuchs ( 1986) 0,04 bis 0,2 Manning et al. (1987) praktisch Null Newhouse et al. (1993) 0,2 bis 0,4 Schätzungen aus dem deutschsprachigen Raum Leu/Doppmann (1986) praktisch Null Leu (1987) nahe Null Leu/Gerfin (1992) nahe Null N ocera ( 1997) nahe Null Breyer / Ulrich (2000) 0,4 Quelle: Eigene Zusammenstellung. Getzen (2000) weist einen Weg zur Auflösung des Widerspruchs der Resul tate mikro- und makroökonometrischer Untersuchungen auf. Er betrachtet Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 64 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher Versicherungsgemeinschaften, die aus vielen Individuen bestehen. Innerhalb einer Versicherungsgemeinschaft teilt jedes Individuum die Kosten seiner Gesundheitsleistungen mit den anderen Mitgliedern der Gemeinschaft. Der Anteil der Gesundheitsausgaben für den Einzelnen am Gesamtbudget der Ver sicherungsgemeinschaft ist sehr gering. Die individuellen Gesundheitsaus gaben sind daher weitgehend unabhängig von Makrovariablen. Damit spielt auch das Einkommen, das für die Einordnung eines Individuums in eine spezi fische Versicherungsgemeinschaft durchaus relevant sein mag, keine oder nur eine geringe Rolle für das Niveau der Gesundheitsausgaben. Vergleich man jedoch unterschiedliche Versicherungsgemeinschaften, so werden unterschied liche Budgets sehr wichtig. Solche unterschiedlichen Versicherungsgemein schaften könnten beispielsweise sein: die gesetzlich Krankenversicherten in der Bundesrepublik Deutschland im Jahr 1990 vs. 2000. Für solche Vergleiche ergeben sich dann Einkommenselastizitäten nahe eins, während auf der Mikroebene die Gesundheitsausgaben weitgehend einkommensunabhängig sind. Letzteres ist aber nicht das Ergebnis einer weitgehend einkommens unabhängigen Zahlungsbereitschaft für Gesundheitsleistungen, sondern ledig lich des innerhalb der Versicherungsgemeinschaft vorgenommenen Risiko Poolings. Man wäre einen bedeutenden Schritt weiter, wenn man die Einkom menselastizität der Gesundheitsgüter messen würde, für deren Ausgaben die Individuen selbst die (Budget-)Verantwortung haben. Möchte man also valide Aussagen über die Nachfrage nach Gesundheits gütern und -dienstleistungen machen, und damit auch über die Einkommens elastizität der Nachfrage, dann dürften nur die Direktkäufe an medizinischen Gütern und Dienstleistungen der einzelnen Haushalte für eine empirische Un tersuchung zu Grunde gelegt werden, d. h. die Käufe, die nicht von dritter Stelle ersetzt werden, bei denen das Drittzahler-Phänomen somit keine Rolle spielt. Denn Nachfrage ist das, was Wirtschaftssubjekte bei gegebenen Ein kommen, Preisen und Präferenzen kaufen wollen sowie bereit und in der Lage sind zu bezahlen. Legt man dagegen die gesamten Gesundheitsausgaben einschließlich derer, die von Versicherungen ersetzt werden, zu Grunde, dann erhält man ein ver zerrtes Ergebnis: Da die Ausgaben größer sind als die Zahlungsbereitschaft, überschätzt man den Umfang der wahren Nachfrage nach Gesundheitsleistun gen. Es wäre daher erstrebenswert, ausschließlich diejenigen Käufe der einzel nen Haushalte für Gesundheitsgüter und -dienstleistungen zu Grunde zu legen, die nicht von dritter Stelle ersetzt werden. Dies ist in unserem zu Grunde ge legten Datensatz jedoch nur für die gesetzlich Versicherten möglich, nicht aber für die privat Versicherten. Dennoch sind wir der Ansicht, in dieser Arbeit den Bestimmungsgründen der „wahren" Nachfrage nach Gesundheitsgütern und -dienstleistungen näher zu kommen als zahlreiche andere Studien. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 65 2. Institutionelle Rahmenbedingungen Wegen der hohen Unsicherheit und der bei Schadenseintritt hohen Scha denshöhe haben die (risikoaversen) Individuen ein Bedürfnis, sich gegen das Risiko der Krankheit abzusichern. Da dieses Risiko grundsätzlich versicherbar ist, sind auch private Märkte für Krankenversicherungen entstanden. In vielen europäischen Staaten überlässt der Staat diese Aufgabe, die Bürger mit Kran kenversicherungsschutz zu versorgen, allerdings nicht (alleine) dem Markt, sondern er hat eigene staatliche bzw. quasistaatliche Krankenversicherungen (Parafiski) geschaffen. In der Bundesrepublik Deutschland existiert (vereinfacht dargestellt) ein dualer Krankenversicherungsmarkt. Grundsätzlich sind alle Bürger Pflichtmit glieder in der Gesetzlichen Krankenversicherung (GKV), die sich in knapp 300 rechtlich selbständige Krankenkassen aufsplittet. Ausnahmen sind u. a. Selbst ständige, Freiberufler, Beamte und abhängig Beschäftigte mit einem Einkom men oberhalb der Versicherungspflichtgrenze. Erst wenn Individuen diese Aus nahmetatbestände erfüllen, können sie in die Private Krankenversicherung (PKV), in eine der 50 privaten Krankenversicherungen, wechseln und damit eine umfassende private Absicherung im Krankheitsfälle erhalten. 5• 6 Dieses Konstrukt hat zur Konsequenz, dass sich in der PKV zum Großteil die Bezieher höherer Einkommen sammeln, während in der GKV eher die Empfänger mittlerer und unterer Einkommen zu finden sind.7 Die beiden Arten der Krankenversicherung sind durch verschiedene Kons truktionsmerkmale charakterisiert. Das wichtigste ist die Form der Leistungs gewährung. Bei der GKV gilt das Sachleistungsprinzip, während bei der PKV das Kostenerstattungsprinzip vorherrscht. Die Geltung des Sachleistungsprin zips bei GKV-Versicherten hat zur Folge, dass die Behandlung ohne direkte Bezahlung erfolgt. Anders verhält es sich bei PKV-Versicherten; diese be gleichen die Rechnungen der Leistungserbringer zunächst aus eigener Tasche, um sich anschließend die verausgabten Mittel entweder ganz oder teilweise von der privaten Krankenversicherung, bei der sie versichert sind, erstatten zu s Diese Art der Ausgestaltung bedingt, dass rund 90 % der deutschen Bevölkerung in der GKV versichert sind und ca. 10 % in der PKV. Nur etwa 0,1 % der deutschen Bevöl kerung verfügen über keinerlei Krankenversicherungsschutz; zum Vergleich: in den USA beträgt diese Quote etwa ein Sechstel. 6 In der Stichprobe sind 36.225 Haushalte, die GKV-versichert sind, dies entspricht 80 % der Stichprobe und 8.429 Haushalte, die durch eine private Krankenversicherung abgesichert sind (Anteil 19 %). Die PKV-Versicherten sind folglich etwas überrepräsen tiert, was allerdings folgenlos bleibt, da wir die Untersuchungen dieser Untergruppen getrennt vornehmen. 7 In der dieser Untersuchung zu Grunde liegenden Stichprobe beispielsweise liegt der Mittelwert des Netto-Haushalteinkommens bei den PKV-Versicherten bei 83.548,24 DM und damit um 44 % höher als bei den GKV-Versicherten mit 58.081,93 DM. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 66 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher lassen. Da in der PKV Vertragsfreiheit gilt, ist der Umfang der erstattungsfähi gen Versicherungsleistungen verhandel- und individuell gestaltbar, ebenso die Höhe der Selbstbehalte. Der Umfang der erstattungsfähigen Versicherungsleis tungen ist im Allgemeinen größer als der Leistungskatalog der GKV, aller dings sind die vereinbarten Selbstbehalte auch deutlich höher als sie in der GKV in der Regel zu zahlen wären, sie liegen meistens zwischen 300,- und 5.000,- DM per annum.8 Das bedeutet, dass die PKV insofern marktnäher ist, als doch ein mitunter erheblicher Teil der konsumierten Gesundheitsgüter und -dienstleistungen direkt von den Individuen bzw. Haushalten getragen werden. Der Leistungskatalog der Gesetzlichen Krankenversicherung ist nicht um fassend. Er deckt nicht alle Güter und Dienstleistungen ab, die einen medi zinischen Nutzen haben könnten. Beispielsweise existiert eine so genannte Negativliste im Arzneimittelbereich, durch die bestimmte Arzneimittel aus der Leistungspflicht der GKV ausgeschlossen werden. Daher existiert noch ein breites Spektrum an medizinischen Leistungen, die die Haushalte konsumie ren können. Für PKV-Versicherte stellt sich der Markt für Gesundheitsleistun gen einheitlich dar. Eine private Krankenversicherung erstattet in der Regel alle Leistungen dieses Marktes, die Detailregelungen ergeben sich aus den ein zelnen Verträgen, bzw. der Versicherte zahlt sie direkt aus der eigenen Tasche sollte der vereinbarte Selbstbehalt noch nicht ausgeschöpft sein.9 Die unterschiedlichen Marktaufteilungen für die GKV- und die PKV-Ver sicherten haben Auswirkungen auf die Interpretation der zu schätzenden Ein kommenselastizitäten dieser unterschiedlichen Personenkreise. Damit wird bei den GKV-Versicherten die Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen eines Teilmarktes gemessen, nämlich der Gesundheits leistungen, die nicht von der GKV finanziert werden. Während bei den PKV Versicherten die Einkommenselastizität der Nachfrage nach den gesamten Gesundheitsleistungen geschätzt wird, wobei zu berücksichtigen ist, dass bei Beträgen oberhalb des vereinbarten Selbstbehaltes eine vollständige Versiche rungsdeckung vorliegt und damit die gleichen Probleme auftreten, wie sie weiter oben grundsätzlich beschrieben wurden. s Nach Angaben des Verbandes der Privaten Krankenversicherungen in Deutschland vereinbaren abhängig Beschäftigte in der Regel einen Selbstbehalt in Höhe von durch schnittlich 600,- DM während Selbständige meistens bereit sind im Schnitt 1.200, DM jährlich direkt für Gesundheitsleistungen zu bezahlen. 9 Mitunter ist es für einen PKV-Versicherten sogar rational, Gesundheitsleistungen über den vereinbarten Selbsthalt hinaus selber zu finanzieren, sich die Kosten also nicht erstatten zu lassen. Dies ist dann günstiger, wenn die mangels Versicherungsinanspruch nahme zu erwartende Beitragsrückgewährung höher ist als der über den Selbstbehalt hinaus zu zahlende Betrag. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 73 Diese Elastizität ist einkmrunensabhängig. Ist ß2 positiv, so nimmt sie mit steigendem Einkommen zu, ist ß2 negativ, so nimmt sie ab. Das Einkommen, bei dem die Elastizität den Wert 1 annimmt, ist (1-ß1) Yl,7=1 � exp � 5. Die Schätzergebnisse In den Tabellen 3 und 4 sind die Schätzergebnisse zusammengefasst. Tabel le 3 umfasst alle Haushalte, Tabelle 4 nur die Teilgruppe der Single-Haushalte. Single-Haushalte sind hinsichtlich der Haushaltsstruktur homogen, während sich bei den anderen Haushalten Haushaltsgröße und -struktur in komlexer Weise überlagern. Auf eine Umrechnung der Einkommen von Mehrpersonen haushalten gemäß Aquivalenzskalen wurde verzichtet. Stattdessen wurden die Rohdaten zu Haushaltsgröße und -Struktur in den Regressionen berücksichtigt. Getrennt geschätzt wurde für die Gruppen der gesetzlich Krankenversicherten (GKV) und der privat Krankenversicherten (PKV).17 Die Gruppe der Nicht versicherten war sehr klein (119 Haushalte) und wird hier nicht ausgewie sen.18 Schätzmethoden waren OLS bzw. TOBIT. Wie zu erwarten führt die Tobit-Methode in allen Fällen zu größeren geschätzten Werten der Parameter. Dies liegt daran, dass die Beobachtungen mit Null als Wert der abhängigen Variablen als zensiert aufgefasst werden; es wird also eine negative latente Nachfrage postuliert. Die Möglichkeit einer negativen latenten Nachfrage er weitert den Wertebereich der abhängigen Variablen und verstärkt daher die Zusammenhänge zwischen der abhängigen und den erklärenden Variablen. Die Bestimmtheitsmaße liegen zwischen 12 und 16 Prozent, was bei sol chen Querschnittsdatensätzen, in denen wichtige erklärende Variablen (z. B. der Gesundheitszustand der Haushaltsmitglieder) nicht enthalten sind bzw. nur 17 Es ist zu konstatieren, dass die Gruppe der Privatversicherten keine Zufallsstich probe ist. Die Möglichkeit, sich privat krankenzuversichem wird eher von überdurch schnittlich Gesunden sowie - aufgrund der in Deutschland herrschenden Regulierungen -von Personen mit überdurchschnittlichen Einkommen wahrgenommen. Da wir hier jedoch nicht die Hypothese testen, ob Privatversicherte gesünder oder reicher sind als gesetzlich Versicherte, schien uns eine Korrektur der Selektionsverzerrung nicht erfor derlich. Das höhere Einkommen der Privatversicherten spiegelt sich, wie im Folgenden gezeigt wird, in Form höherer geschätzter Parameterwerte für die Einkommensvaria blen wieder. Der qualitative Zusammenhang ist jedoch der gleiche wie bei den gesetz lich Versicherten. 1s Die Schätzergebnisse deuten auf eine starke Heterogenität dieser Gruppe in allen Variablen hin. Bis auf einen negativen Einfluss des Tabakkonsums ergaben sich keine signifikanten Zusammenhänge. Die Vorzeichen der Einkommensparameter entsprachen denen der anderen Schätzungen, wiesen aber t-Werte unter eins auf. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 74 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher Tabelle 3 Schätzergebnisse Gesundheitsnachfrage, alle Haushalteal Abhängige Variable: log( G + 1) Erklärende Variable GKV OLS GKV TOBIT PKV OLS PKV TOBIT log Y 5,737 9,001 14,107 16,288 (9,26) (12,21) (10,01) (10,78) (log Y)2 ---0,216 ---0,360 ---0,582 ---0,676 (-7,53) (-10,80) (-9,36) (-10,48) Log(Tabak+ 1) ---0,010 ---0,014 ---0,022 ---0,024 (-1,76) (-2,05) (-1,96) (-1,86) Alkohol 11.761 12,232 -22,707 -26,029 (1,99) (1,78) (-1,31) (-1,32) log(Alter) 1,608 1,914 1,279 1,305 (30.29) (30,92) (10,34) (10,01) HHGrösse ---0,013 ---0,014 0,177 0,172 (-0,60) (---0,57) (4,33) (4,00) Single ---0,429 ---0,492 0,119 0,125 (-9,82) (-9,70) (1,31) (1,31) Allein ---0,441 ---0,506 0,179 0,184 (-7,51) (-7,40) (1,08) (1,06) Paar m.Kind(em) ---0,153 ---0, 141 ---0,056 ---0,062 (-3,23) (-2,57) (---0,59) (---0,62) Sonst 0,049 0,037 ---0,268 ---0,281 (0,62) (0,41) (-1,39) (-1,38) Rentner 0,130 0,128 0,494 0,513 (3,29) (2,82) (5,51) (5,43) Arbeitslos ---0,071 ---0,106 - - (-1,01) (-1,37) Ausländer ---0,232 ---0,312 ---0,527 ---0,512 (-2,61) (-3,00) (-1,84) (-1,70) NiedrigBil ---0,177 ---0,207 ---0,221 ---0,221 (-6,00) (---6,07) (-2,67) (-2,54) HochBil 0,040 0,039 0,287 0,286 (1,32) (1,11) (4,50) (4,27) Konstante -38.246 -57,964 -83,356 -96,149 (-11,34) (-14,44) (-10,63) (-11,34) Beobachtungen 36226 36226 8430 8430 Rz 0,1345 0,1326 0,1306 0,1302 Anzahl G = 0 5135 5135 440 440 Y(17 = 1) 58778 67643 77878 81972 a) t-Werte in Klammem. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 75 approximiert werden können, als normal aufgefasst werden kann. Zu allen Schätzungen wurden WHITE-Tests auf Heteroskedastizität durchgeführt. In allen Fällen zeigten diese Tests signifikant das Vorliegen von Heteroskedasti zität an. Aus den Ergebnissen dieser Tests ließen sich aber keine brauchbaren Hypothesen über die Ursachen der Heteroskedastie gewinnen, so dass wir auf ein Korrekturverfahren (WLS) verzichtet haben. Angesichts der Tatsache, dass Heteroskedastie nicht zu verzerrten sondern lediglich zu ineffizienten Schät zern führt, scheint uns dieses Vorgehen vertretbar. Tabelle 4 Schätzergebnisse Gesundheitsnachfrage, Single-Haushaltehl Abhängige Variable: log( G + 1) Erklärende Variable GKV OLS GKV TOBIT PKV OLS PKV TOBIT log Y 9,144 15,643 23,295 28,643 (5,44) (6,92) (7,28) (7,82) (log Y)2 ---0,390 ---0,689 -1,020 -1,259 (-4,76) (--6,28) (--6,81) (-7,38) log(Tabak + 1) ---0,044 ---0,059 ---0,059 ---0,063 (-2,91) (-2,97) (-1,70) (-1,63) Alkohol -15,847 -31,136 -34,860 --41,981 (-1.20) (-1,71) (---0,79) (---0,87) Alter 1,533 2,056 0,676 0,683 (14,144) (13,41) (2,46) (2,25) Rentner 0,079 0,072 0,410 0,433 (0,95) (0,67) (1,94) (1,86) Arbeitslos ---0,039 ---0,055 - - (-0,27) (---0,28) Ausländer ---0,489 ---0,771 0,242 0,317 (-2,05) (-2,39) (0,37) (0,43) NiedrigBil ---0,388 ---0,495 -0,117 -0,110 (-5,72) (-5,64) (---0,49) (---0,42) HochBil ---0,138 ---0,182 ---0,067 ---0,089 (-1,97) (-2,00) (---0,41) (---0,49) Konstante -54,770 -92,166 -128,503 -158,398 (-6,33) (-7,91) (-7,52) (-8,08) Beobachtungen 7800 7800 1470 1470 R2 0,1275 0,1255 0,1589 0,1582 Anzahl G = 0 1871 1871 145 145 Y(17 = 1) 34534 40902 55798 58398 bJ t-Werte in Klammem. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 76 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher Die Schätzungen liefern ein teilweise konsistentes Bild. Für einige Varia blen stimmen die Parameter hinsichtlich Vorzeichen und Signifikanz überein, bei anderen Variablen zeigen sich unterschiedliche Ergebnisse, je nachdem ob man gesetzlich oder privat Versicherte bzw. alle Haushalte oder nur die Single-Haushalte betrachtet. Im Einzelnen ergeben sich folgende Zusammen hänge: • Einkommen. Es zeigt sich ein signifikant positiver Zusammenhang zwi schen Einkommen und Nachfrage nach Gesundheitsleistungen, der aber mit zunehmendem Einkommen -ebenfalls signifikant -geringer wird. Das kritische Einkommen, bei dem die Einkommenselastizität kleiner als eins wird, liegt je nach Schätzverfahren und Teilstichprobe zwischen 36.000 und 59.000 DM bei den Singles und zwischen 63.000 und 84.000 DM für die Gesamtstichprobe. Die auf der Tobit-Schätzung basierenden Werte fal len etwas höher aus als die auf OLS basierenden. Bei Single-Haushalten ist der Wert geringer als im Durchschnitt der Gesamtstichprobe, bei privat Ver sicherten höher als bei gesetzlich Versicherten. Insgesamt ist zu konstatie ren, dass dieses kritische Einkommen deutlich über dem Durchschnittsein kommen liegt, dass mithin also für den größten Teil der Befragten Gesund heitsleistungen ein Luxusgut mit einer Einkommenselastizität größer als eins sind. 19 Es ist zu vermuten, dass hier Sättigungseffekte eine Rolle spie len: Ab einer gewissen Grenze führen weitere Steigerungen der Gesund heitsausgaben nur noch zu geringen Verbesserungen des Gesundheitszustan des. Diese abnehmende Grenzproduktivität der Gesundheitsausgaben führt dazu, dass sie bei sehr hohem Einkommen nur noch mit einer geringen Ein kommenselastizität nachgefragt werden. 20 • Tabak- und Alkoholkonsum. Die Parameter sind in den meisten Fällen negativ, aber nicht signifikant von Null verschieden. Bei den gesetzlich ver sicherten Singles zeigt sich ein signifikant negativer Einfluss des Tabakkon sums, bei den gesetzlich Versicherten insgesamt ein positiver Einfluss der Alkoholausgaben. Zur Erklärung der Zusammenhänge bestehen zwei kon kurrierende Hypothesen. Zum einen erhöhen Tabak- und Alkoholkonsum die Morbidität und sollten daher zu steigenden Gesundheitsausgaben füh ren. Zum anderen können Rauchen und hoher Alkoholkonsum auch als 19 Nach Angaben des Statistischen Bundesamtes betrug das jährliche durchschnitt liche Nettoeinkommen pro Haushalt in Deutschland im Jahre 1993 55.800 DM. 20 Der Vorschlag eines Gutachters, hier könnte bei privat Versicherten eine nicht konstante relative Risikoaversion eine Rolle spielen, erklärt diesen Zusammenhang nicht ausreichend. Bei realistischerweise angenommener abnehmender relativer Risi koaversion würden Bezieher hoher Einkommen einen höheren Anteil der Behandlungs kosten als Selbstbehalt vereinbaren. Dies würde eine positive Korrelation zwischen Ein kommen und Gesundheitsausgaben führen, wobei die Theorie der Risikoaversion nichts darüber aussagt, ob die Gesundheitsausgaben über- oder unterproportional zum Ein kommen steigen. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 77 Indikatoren für einen wenig gesundheitsbewussten Lebensstil aufgefasst werden. Demzufolge würde hoher Tabak- und Alkoholkonsum mit nied rigen Gesundheitsbewusstsein und folglich mit einer geringen Nachfrage nach Gesundheitsleistungen einhergehen. Die Ergebnisse unserer Schätzun gen lassen keine eindeutigen Schlussfolgerungen hinsichtlich dieser Hypo thesen zu. Die vorwiegend negativen Parameter sprechen dafür, dass der Hypothese einer positiven Korrelation zwischen Alkohol- und Tabak konsum auf der einen Seite und Gesundheitsbewusstsein auf der anderen Seite große Bedeutung zukommt. Aufgrund der Natur des Datenmaterials (Ausgaben der Haushalte in einem Monat statt individuelle Konsummengen im Lebenszyklus) lassen sich hier jedoch keine tiefer gehenden Schlüsse ziehen. • Haushaltsstrukturvariablen. Einen signifikant positiven Einfluss hat das Alter des Haushaltsvorstandes; ebenfalls positiv, wenn auch nicht in allen Fällen, signifikant gegen Null abgesichert ist der Parameter für Rentner haushalte. Bei den privat Versicherten hat die Haushaltsgröße einen signifikant positi ven Einfluss, bei den gesetzlich Versicherten ist der Parameter insignifi kant.21 Bei den gesetzlich Versicherten haben Singles, Alleinerziehende und Paare mit Kindern ceteris paribus geringere Gesundheitsausgaben als kin derlose Paare. Bei den privat Versicherten sind diese Zusammenhänge nicht signifikant. Während der negative Einfluss des Single-Dummys plausibel ist, fällt es schwer, die anderen Vorzeichen zu erklären. Ausländerhaushalte haben eher geringere Gesundheitsausgaben als Haushalte mit deutschem Haushaltsvorstand, wobei dieser Zusammenhang nur bei den gesetzlich Ver sicherten signifikant ausgeprägt ist. • Arbeitslosigkeit. Bei den privat Versicherten wurde diese Variable nicht berücksichtigt, da es selbst in einer Stichprobe mit 8.400 Haushalten nur wenige Einzelfälle gibt, für die Arbeitslosigkeit und private Kranken versicherung kombiniert sind. Bei den gesetzlich Versicherten ist der Zu sammenhang zwischen Arbeitslosigkeit und Gesundheitsausgaben nicht signifikant, auch nicht bei den Single-Haushalten, in denen zwangsläufig der Arbeitslose mit dem Nachfrager von Gesundheitsleistungen identisch ist. Dies sollte jedoch nicht als Widerlegung der These interpretiert werden, dass Arbeitslosigkeit und Gesundheitszustand negativ miteinander korreliert sind. • Bildungsniveau. Dass ein hohes Bildungsniveau mit einer hohen Nachfrage nach Gesundheitsleistungen einhergeht, wird durch die Ergebnisse nur teil- 21 Dass die Haushaltsgröße bei GKV-Versicherten keinen Einfluss hat, bei PKV-Ver sicherten schon, liegt vermutlich daran, dass in der GKV versicherte Kinder unter 18 Jahren von Zuzahlungen befreit sind, während in der PKV weiterhin das Kostenerstat tungsprinzip gilt. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 78 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher weise bestätigt. Zwar ist der Parameter für die Dullllllyvariable niedriger Bildung in den meisten Fällen signifikant negativ, aber der entsprechende Parameter für die Hochgebildetenvariable ist bei den gesetzlich versicherten Singles positiv. Bei den privat versicherten Singles haben die Bildungs variablen überhaupt keinen Einfluss. Insgesamt zeigt sich hinsichtlich einiger Variablen ein nicht ganz eindeuti ges Bild, in welche Richtung der Einfluss auf die Gesundheitsausgaben denn geht. Eindeutig ist dagegen der Einfluss der Einkommensvariablen. Für den größten Teil der Haushalte nehmen bei steigendem Einkollllllen die Gesundheitsausgaben überproportional zu, lediglich bei den Haushalten mit weit überduchschnittlichen Einkommen ergibt sich ein unterproportionaler Zusallllllenhang. 22 6. Resümee Wir haben bei den gesetzlich Versicherten die Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen eines Teilmarktes gemessen, nämlich der Gesundheitsleistungen, die nicht von der gesetzlichen Krankenversiche rung finanziert werden. Bei den privat Krankenversicherten haben wir da gegen die Einkollllllenselastizität der Nachfrage nach den gesamten Gesund heitsleistungen geschätzt. In beiden Fällen nehmen für den größten Teil der Bevölkerung die Ausgaben für Gesundheitsgüter und -dienstleistungen mit steigendem Einkollllllen überproportional zu. Wegen des Sachleistungsprinzips können im Rahmen der GKV nur nicht erstattungsfähige Ausgaben beobachtet werden. Dabei können die hohen Elas tizitätswerte durchaus mit der spezifischen Datenstruktur in Zusallllllenhang stehen: Der berücksichtigte Teilmarkt für die GKV-Versicherten umfasst sehr spezielle Leistungen, die nicht ohne Grund von der GKV nicht abgedeckt wer den. Ihre Wirkung ist entweder umstritten (bspw. Heilpraktikerleistungen) oder ihre „Ausstattung" geht über diejenige erstatteter Leistungen hinaus (z. B. hochwertigeres Brillengestell, Goldkrone, Inlay). Die GKV deckt das medizi nisch Notwendige ab. Die Vermutung liegt nahe, dass die Einkollllllenselasti zität nach den medizinischen Extraleistungen höher liegt als für GKV-Leistun gen und damit wäre das Ergebnis zunächst keine Überraschung. 22 Nach Meinung eines Gutachters hätte die hohe Einkommenselastizität bei geringe ren Einkommen auch folgendermaßen erklärt werden können: GKV-Versicherte mit ge ringen Einkommen haben die Möglichkeit sich von Zuzahlungen befreien zu lassen. Wird hingegen ein kritisches Einkommen überschritten, sind Zuzahlungen zu leisten. Bei Überschreitung dieser Grenze sei daher mit einem sprunghaften Anstieg der Ge sundheitsausgaben zu rechnen. Die Befreiungsgrenze lag im Jahre 1993 bei 17.808 DM p. a. Die Datensätze mit einem Einkommen unterhalb dieser Grenze wurden ausgeblen det und die Schätzungen wurden wiederholt. Die Ergebnisse wichen qualitativ nicht von den Schätzungen des Gesamtdatensatzes ab. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 79 Unser Ergebnis bezüglich der privat Versicherten ist allerdings neu und steht in deutlichem Kontrast zu den Ergebnissen der sonstigen Literatur. Alle ande ren Arbeiten, die die Einkommenselastizität bei partieller Versicherungs deckung abschätzen, weisen einen Wert deutlich unter Eins aus. Bei uns ist die Einkommenselastizität deutlich größer als Eins, außer für die extrem hohen Einkommen. Das heißt, wir können zeigen, dass Gesundheitsgüter Luxusgut charakter haben, obwohl auch in diesem Falle die Individuen nicht die vollen Kosten zu tragen haben und somit nach Newhouse (1977) ein Wert unter Eins eher zu erwarten gewesen wäre. Unser Ergebnis verweist also auf weiteren Forschungsbedarf. Es ist keineswegs ausgemacht, dass die Nachfrage nach Gesundheitsleistungen unterproportional zum Einkommen steigt, wie dies in zahlreichen Querschnittsstudien behauptet worden ist. Literatur Amemiya, T. (1984): Tobit Models: A Survey, Journal of Econometrics 24, 3-61. Anderson, R. / Benham, L. (1970): Factors Affecting the Relationship between Family Income and Medical Care Consumption, in: Klarman, H. (ed.), Empirical Studies in Health Economics, Baltimore. Auster, R. D. et al. (1969): The Production of Health: An Exploratory Study, Journal of Human Resources 4, 412-436. Blomqvist, A. G. / Carter, R. A. L. (1997): Is Health Care Really a Luxury?, Journal of Health Ecomonics 16, 207 - 229. Breyer, F. / Ulrich, V. (2000): Gesundheitsausgaben, Alter und medizinischer Fort schritt: eine Regressionsanalyse, Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik 220, 1-17. Fuchs, V. R. (1986): The Health Economy, Cambridge/London. Gerdtham, U.-G./ Jönsson, B. (2000): International Comparisons of Health Expendi ture: Theory, Data and Econometric Analysis, in: Culyer, A. J./Newhouse, J. P. (eds.), Handbook ofHealth Economics, 11 -53. Getzen, T. E. (2000): Health Care is an Individual Necessity and a National Luxury: Applying Multilevel Decision Models to the Analysis of Health Care Expenditures, Journal ofHealth Economics 19, 259-270. Grossman, M. (1972): The Demand for Health: A Theoretical and Empirical Investiga tion, New York/London. Leu, R. E. (1987): Determinanten der Nachfrage nach medizinischen Leistungen, in: Brennecke, R. / Schach, E. (Hrsg.), Ambulante Versorgung: Nachfrage und Steue rung, Berlin u. a., 16-29. Leu, R. E./ Doppmann, R J. (1986): Die Nachfrage nach Gesundheit und Gesundheits leistungen, in: Gäfgen, G. (Hrsg.), Ökonomie des Gesundheitswesens, Berlin, 161 - 175. Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 80 Thomas Kopetsch und Michael Rauscher Leu, R. EI Gerfin, M. (1992): Die Nachfrage nach Gesundheit -Ein empirischer Test des Grossmann-Modells, in: Oberender, P. (Hrsg.), Steuerungsprobleme im Gesund heitswesen, Baden-Baden, 61 -79. Maddala, G. S. (1992): Introduction to Econometrics, 2nd ed., Englewood Cliffs: Pren tice Hall. Manning, W. G. et al. (1987): Health Insurance and the Demand for Medical Care: Evidence from a Randomized Experiment, American Economic Review 77, 251 - 277. Müller, W. (1995): Ausgaben für Gesundheit 1993, Wirtschaft und Statistik, Heft 12, 914-922. Newhouse, J. P. (1977): Medical Care Expenditure: A Cross-National Survey, Journal ofHuman Resources 12, 115-125. Newhouse, J. P. / Phelps C. E. (1974): Price and Income Elasticities for Medical Care Services, in: Perlman (Hrsg.), The Economics of Health and Medical Care, London, 139-161. Newhouse, J. P. / Phelps, C. E. (1976): New Estimates of Price and lncome Elasticities for Medical Care Services, in: Rosett, R. N. (Hrsg.), The Role of Health Insurance in the Health Services Seetor, National Bureau of Economic Research, New York. Nocera, S. (1997): Alter und Gesundheit: Neue Ergebnisse mit Hilfe von Längsschnitt daten, Winterthur. OECD (1985): Measuring Health Care 1960-1983, Expenditure, Costs and Perfor mance, Paris. Phelps, C. E. (1975): Effects of Insurance on Demand for Medical Care, in: Andersen, R. et. al. (Hrsg.), Equity in Health Services, Cambridge. Statistisches Bundesamt (1998): Gesundheitsbericht für Deutschland, Stuttgart. Tobin, J. (1958): Estimation of Relationships for Limited Dependent Variables, Econo metrica 26, 24-36. Anhang: Deskriptive Statistik GKV-Datensatz Variable Minmum Maximum Mittelwert Standardabw. Haushaltsnettoeinkommen 3531 409.477 58.081,93 31.995,33 Gesundheitsausgaben 0 57.557 541,57 1.432,226 Tabakausgaben 0 807 36,18 71,5441 Alkoholausgaben 0 2.482 60,187 78,506 Alkoholausgabenanteil 0 0,1 0,0015 0,00205 Haushaltsgröße 1 7 2,52 1,234 Alter des Haushaltsvorstands 20 85 49,32 15,339 Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06 Zur Einkommenselastizität der Nachfrage nach Gesundheitsleistungen 81 PKV-Datensatz Variable Minmum Maximum Mittelwert Standardabw. Haushaltsnettoeinkommen 6713 409.477 89.548,24 41.451,68 Gesundheitsausgaben 0 147.942 4.828,55 7.478,837 Tabakausgaben 0 768 32,31 69,62235 Alkoholausgaben 0 2.213 79,09 79,0935 Alkoholausgabenanteil 0 0,04 0,0012 0,00172 Haushaltsgröße 1 7 2,73 1,275 Alter des Haushaltsvorstands 20 85 47,66 13,684 Schmollers Jahrbuch 126 (2006) 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.126.1.59 | Generated on 2023-04-04 12:36:06