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Versorgungsbedarf, Angebot und Inanspruchnahme ambulanter hausärztlicher Leistungen im kleinräumigen regionalen Vergleich

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Anke Schliwen

Die Sicherstellung einer flächendeckenden, wohnortnahen und bedarfsgerechten Versorgung ist ein zentrales Anliegen der deutschen Gesundheitspolitik. Anke Schliwen untersucht den regionalen Zusammenhang von Versorgungsbedarf, Angebot und Inanspruchnahme hausärztlicher Leistungen. Dabei wird der Versorgungsbedarf anhand eines multifaktoriellen Index auf der kleinräumigen Ebene der Mittelbereiche operationalisiert. Eine Clusteranalyse ermöglicht die Identifikation von Regionstypen, deren Eigenschaften Ansatzpunkte für eine Neuordnung der Ressourcenallokation bieten können. Mit ihrem Buch unterstreicht die Autorin die Notwendigkeit, innerhalb zentraler Rahmenbedingungen den Einsatz regionaler Planungs- und Steuerungsinstrumente zur Verteilung von ärztlichen Kapazitäten zu ermöglichen.
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5 Inanspruchnahme

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5 Inanspruchnahme

Mit Inanspruchnahme wird der Prozess der Nutzung des medizinischen Versorgungssystems bezeichnet. Im Gegensatz zur Nachfrage, die den Entscheidungsprozess, der zur Inanspruchnahme führen kann, bezeichnet, setzt die Inanspruchnahme einen Arztkontakt, eine stationäre Aufnahme und/oder den Erwerb von Arzneimitteln voraus, beschreibt also die realisierte Nachfrage (vgl. Guggisberg und Spycher 2005). Im Gegensatz zur stationären Inanspruchnahme initiiert der Patient die ambulante Inanspruchnahme in der Regel zunächst selbst, bevor er häufig aufgrund von Überweisungen oder Folgeterminen weitere Versorgungsleistungen ohne selbstständige Entscheidung in Anspruch nimmt (vgl. Thode, Bergmann et al. 2005). Die Inanspruchnahme des medizinischen Versorgungssystems ist nicht mit der Inanspruchnahme bzw. dem tatsächlichen Erfolgen einer Gesundheitsleistung gleichzusetzen – aus medizinischen oder persönlichen Gründen kann die Gesundheitsleistung (z. B. Diagnostik, Therapie, Prävention) u. U. trotz Kontakt mit dem Versorgungssystem nicht erfolgen (vgl. Pfaff & Schrappe 2011).

Im folgenden Kapitel werden zunächst Einflussvariablen auf die ambulante Inanspruchnahme beschrieben. Dazu werden gesundheitsökonomische und sozialwissenschaftliche Modelle vorgestellt und der Zugang und die angebotsinduzierte Nachfrage als angebotsseitige Einflussvariablen gesondert behandelt. Anschließend erfolgt eine Beschreibung der möglichen Indikatoren zur Quantifizierung von Inanspruchnahme, der verwendeten Datengrundlagen und der Methodik zur Messung von Inanspruchnahme in dieser Arbeit. Abschließend wird die ermittelte Inanspruchnahmehäufigkeit der Hausärzte auf kleinräumiger Ebene der Mittelbereiche dargestellt.

5.1 Beeinflussende Faktoren

Idealerweise besteht ein starker positiver Zusammenhang zwischen dem Versorgungsbedarf und der Inanspruchnahme ärztlicher Leistungen. Dass die Inanspruchnahme neben dem Versorgungsbedarf bzw. dem Gesundheitsstatus auch durch andere Faktoren beeinflusst wird, zeigen zahlreiche Analysen regionaler Unterschiede der Inanspruchnahmehäufigkeit bei gleichem Versorgungsbedarf.

Individuelle Merkmale der Versicherten wie der sozioökonomische Status, der Kenntnisstand über Gesundheit und Gesundheitsvorsorge und die Einstellung der Person gegenüber dem Gesundheitssystem können die Inanspruchnahme von ärztlichen Leistungen ebenso beeinflussen wie kontextuelle und angebotsbezogene ← 103 | 104 → Faktoren wie Verfügbarkeit, Zugang und Spezialisierung des Versorgungsangebots (vgl. Birch, Eyles et al. 1993; Frohlich & Carriere 1997; Asadi-Lari, Packham et al. 2003; McLafferty 2003; Jones, Rice et al. 2007). Dabei können individuelle Faktoren und räumliche Verfügbarkeit auch unabhängig voneinander die Inanspruchnahme ambulanter Leistungen beeinflussen (vgl. Czypionka, Mayer et al. 2013).

In einer Reihe von Modellen wurde eine systematische Kategorisierung und Bündelung der Einflussfaktoren vorgenommen. In gesundheitsökonomischen Modellen liegt der Fokus dabei auf den Einflussfaktoren zur Nachfrage, die sich auf eine ökonomisch rationale Entscheidung des Individuums zurückführen lassen. Sozialwissenschaftliche Modelle berücksichtigen neben dem ökonomischen Verhalten auch soziologische, psychologische und morbiditätsbezogene Faktoren. Konzepte des Zugangs stellen die Verfügbarkeit und das räumliche Zusammenspiel aus Angebot und Nachfrage in den Fokus der Einflussfaktoren zur Inanspruchnahme und die Theorie der angebotsinduzierten Nachfrage geht von angebotsgesteuerten Einflüssen auf die Inanspruchnahme aus. Die vier Konzepte zu beeinflussenden Faktoren auf die Inanspruchnahme bzw. Nachfrage werden im Folgenden vorgestellt.

5.1.1 Gesundheitsökonomisches Modell

Das von Grossman (1972) entwickelte gesundheitsökonomische Modell zur Analyse der Nachfrage nach Gesundheit bildet – versehen mit Änderungen und Ergänzungen – bis heute einen der zentralen nachfragetheoretischen Ansätze.

Das Grossman-Modell geht davon aus, dass die Nachfrage nach Gesundheit und Gesundheitsleistungen allein durch den Patienten gesteuert wird. Grundidee des Modells ist, dass jedes Individuum einen Gesundheitskapitalbestand besitzt, der variabel ist und maßgeblich durch zwei Größen bestimmt wird. Zum Einen wird der Gesundheitskapitalbestand mit zunehmender Lebenszeit mit einer Abschreibungsrate entwertet, wobei die Abschreibungsrate mit dem Alter steigt und durch negatives Gesundheitsverhalten (z. B. Rauchen) erhöht werden kann. Zum Zweiten kann das Individuum seinen Kapitalbestand durch Investitionen in seine Gesundheit erhöhen, indem es eigene Zeit für die Inanspruchnahme von Gesundheitsgütern aufwendet und medizinische Versorgungsleistungen „kauft“. So wird „neue“ Gesundheit produziert, die den Effekt des Alters oder anderer negativer Einflüsse auf das Gesundheitskapital kompensieren kann. Es wird also angenommen, dass der Gesundheitszustand des Individuums mit zunehmendem Alter sinkt und so die Investition in die Gesundheit im Sinne von mehr Nachfrage nach medizinischen Leistungen steigen muss. Ein höheres Bildungsniveau ermöglicht den Individuen dabei die Zeit- und Güterinputs besser ← 104 | 105 → zu nutzen, so dass Grossman davon ausgeht, dass mit steigendem Bildungsniveau die Nachfrage abnimmt.35

Die Nachfrage nach medizinischen Leistungen hat laut dem Grossman-Modell den Zweck das Gesundheitskapital zu erhöhen, also die Gesundheit zu verbessern. Ob und wie viel Leistungen nachgefragt werden, hängt demnach maßgeblich von der Investitionsentscheidung des Individuums ab. Medizinische Notfälle, in denen keine Abwägung und rationale Entscheidung für einen längerfristigen Zeithorizont stattfindet, werden in diesem Modell nicht betrachtet. Die Konzentration des Modells auf die langfristige Optimierung des Gesundheitszustands und die Vernachlässigung der Unsicherheit, die mit dem Gesundheitszustand und dem Überleben zusammenhängt, wird von Breyer und Zweifel et al. (2005) kritisch beurteilt. Dadurch bestünde die Gefahr den Einfluss des Individuums auf seinen Gesundheitszustand zu überschätzen und Einflussfaktoren, die außerhalb der Kontrolle des Individuums liegen, zu vernachlässigen (S. 87f).

Aufgrund der latenten Variablen im Grossmann-Modell ist die empirische Umsetzung schwierig und die empirische Evidenz zu den im Modell aufgestellten Hypothesen der Wirkungszusammenhänge nicht immer eindeutig. Wagstaff (1986) untersuchte beispielsweise mit dänischen Surveydaten die Vorzeichen der Effekte von Gesundheit, Alter, Bildung und Einkommen auf die Nachfrage nach Gesundheit. Insbesondere das Ergebnis, dass die für das Grossman-Modell zentrale Annahme der positiven Korrelation zwischen Gesundheitszustand und Nachfrage nach Versorgungsleistungen empirisch nicht bestätigt werden kann, führte zu Kritik am Modell. Zudem zeigte Wagstaff, dass entgegen der Modell-Annahme eine höhere Bildung positiv mit der Nachfrage nach medizinischen Leistungen zusammenhängt.

Auch Leu und Doppmann (1986) finden einen positiven Zusammenhang zwischen Bildungsniveau bzw. Einkommen und der Nachfrage nach medizinischen Leistungen. Zudem zeigen sie einen negativen Einfluss des Alters, Geschlechts, Gesundheitsstatus, Versichertenstatus und der Arztdichte auf die Inanspruchnahme von Versorgungsleistungen. Leu und Gerfin (1992) finden ebenfalls einen negativen Zusammenhang zwischen Gesundheitszustand und Inanspruchnahme und berücksichtigen auch das Gesundheitsverhalten als Einflussvariablen auf den Gesundheitskapitalbestand. Sie kommen zu dem Ergebnis, dass Raucher und Personen, die nicht regelmäßig Sport treiben, seltener einen Arzt aufsuchen als Nichtraucher und regelmäßige Sportler. ← 105 | 106 →

Mit einem zeitverzögerten Ansatz, bei dem der angestrebte Gesundheitskapitalbestand nicht unmittelbar an das gewünschte Niveau angepasst werden kann, findet Wagstaff (1993) allerdings den erwarteten positiven Zusammenhang zwischen Nachfrage medizinischer Leistungen und Gesundheit, ebenso wie einen negativen Zusammenhang zwischen Bildungsniveau und der Nachfrage nach Gesundheit. Auch in einer Analyse mit schweizerischen Panel-Daten können die Annahmen des Grossman-Modells mit einem der untersuchten Datensätze zum Teil bestätigt werden (vgl. Nocera & Zweifel 1998).

Insgesamt ziehen Breyer und Zweifel et al. (2005) den Schluss, dass sich das Grossman-Modell in empirischen Studien eingeschränkt bewährt habe (S. 86). Allerdings sei insbesondere die Annahme des Modells, dass Gesundheitszustand und Nachfrage nach medizinischen Leistungen negativ und nicht positiv miteinander korrelieren, angesichts der dem widersprechenden empirischen Ergebnisse problematisch.

5.1.2 Sozialwissenschaftliches Verhaltensmodell

Das wohl bekannteste unter den sozialwissenschaftlichen Modellen zur Modellierung der Inanspruchnahme ist das Verhaltensmodell von Andersen aus den 1970er Jahren, das seitdem beständig weiterentwickelt wurde.

Laut dem ursprünglichen Modell von Andersen (1968) hängt die Inanspruchnahme von Gesundheitsleistungen von drei Größen ab:

1) predisposing characteristics (prädisponierende Faktoren),

2) enabling ressources (zugängliche Ressourcen) und

3) need (Bedarf).

Zu den prädisponierenden Faktoren zählen dabei alle individuellen Merkmale einer Person, die sich indirekt auf die Inanspruchnahme auswirken können, wie beispielsweise das Alter und Geschlecht (Demographie), die Sozialstruktur und die Gesundheitseinstellung. Zudem kann das Gesundheitsverhalten bei den prädisponierenden Faktoren berücksichtigt werden (vgl. Thode, Bergmann et al. 2004).

Die Faktoren der zugänglichen Ressourcen bezeichnen die notwendigen Voraussetzungen für die Inanspruchnahme, was die Verfügbarkeit eines Arztes und anderer Leistungserbringer im Gesundheitswesen und die Möglichkeiten des Einzelnen diese Angebote zu erreichen und zu nutzen anbelangt. Das Einkommen, die Art der Krankenversicherung, die Zugehörigkeit zu einem Hausarzt, die Arztdichte, Reise- und Wartezeiten sind wichtige Faktoren, die den zugänglichen Ressourcen zugeordnet werden. ← 106 | 107 →

Die Kategorie „need“ umschreibt Faktoren, die eine Inanspruchnahme ärztlicher Leistungen direkt beeinflussen können. Dazu zählt Andersen den subjektiven und objektiven Bedarf, körperliche Beschwerden, Behinderung und Verletzungen.

Die drei zentralen Komponenten wurden später um die Kategorien environment (Umwelt), health behavior (Gesundheitsverhalten) und outcomes (Ergebnisse) erweitert (vgl. Andersen 1995) (Abbildung 12). So werden auch Faktoren der äußeren Umwelt im Sinne der Rahmenbedingungen des bestehenden Gesundheitssystems (politische und ökonomische Komponenten) und des gesamtgesellschaftlichen Kontextes berücksichtigt, was insbesondere für den Vergleich der Inanspruchnahme im Zeitverlauf oder zwischen Ländern eine Rolle spielt. Den persönlichen gesundheitsbeeinflussenden Verhaltensweisen des Individuums im Sinne u. a. des Ernährungs- und Bewegungsverhaltens und Formen der Selbstversorgung wurden unter der Überschrift „health behavior“ Einfluss auf die individuelle Inanspruchnahme der medizinischen Versorgung eingeräumt. Durch die Berücksichtigung der Ergebnisse einer Inanspruchnahme wurde zudem die Dynamik des Verhaltensmodells erweitert. So können die Resultate und die Erfahrung mit der bisherigen Inanspruchnahme die Notwendigkeit und Bereitschaft der zukünftigen Inanspruchnahme beeinflussen.

Abbildung 12: Verhaltensmodell nach Andersen (1995)

Illustration

Quelle: Andersen 1995, S. 8

Das Verhaltensmodell ermöglicht die Kategorisierung eines breiten Spektrums an individuellen und gesellschaftlichen Einflussvariablen auf die Inanspruchnahme ← 107 | 108 → des Gesundheitssystems und wird häufig verwendet, um empirische Ergebnisse einzuordnen bzw. Lücken der Inanspruchnahmeforschung aufzuzeigen36.

Die Analyse der drei Kernindikatoren zur Bevölkerungscharakterisierung des Andersen-Modells anhand der Daten des Bundes-Gesundheitssurveys 1998 (BGS98) zeigt, dass in Deutschland die Need-Faktoren wie die Anzahl der Krankheiten im Leben bzw. in den letzten zwei Monaten oder die gesundheitsbezogene Lebensqualität (subjektive Einschätzung der eigenen Gesundheit), die wichtigsten Einflussfaktoren auf die ambulante Inanspruchnahme darstellen (vgl. Thode, Bergmann et al. 2005). Das trifft sowohl für die Erst-, als auch für Folgekontakte zu. Aber auch die prädisponierenden Faktoren Alter, Geschlecht, Stadt/Land, Erwerbsstatus, sozialer Status und Risikoverhalten beeinflussen die Häufigkeit der Inanspruchnahme. Für die Faktoren der zugänglichen Ressourcen wie Arztdichte, KV-Abrechnungsmerkmale und die Versicherungsart wurde hingegen kein signifikanter Einfluss auf die Höhe und Komplexität der Inanspruchnahme nachgewiesen. Allerdings stand der Anteil Allgemeinmediziner in einem Kreis in einem positiven Zusammenhang mit der Kontaktzahl bei Allgemeinmedizinern. Der gleiche Zusammenhang wurde auch bei Internisten gefunden. Die Zugehörigkeit zu einem Hausarzt war mit einer hohen Inanspruchnahme verbunden, was angesichts der Gatekeeper-Rolle der Hausärzte überrascht.

5.1.3 Zugang

Das Zusammenspiel zwischen ärztlichem Angebot von Versorgungsleistungen und der Nachfrage der Patienten wird allgemein mit dem Begriff „Zugang“ beschrieben, wobei bei diesem Konzept eher die Verfügbarkeit der Leistungen als die eigentliche Nutzung im Vordergrund steht. Es geht also um die Möglichkeit zur Inanspruchnahme – sowohl im räumlichen, als auch im sozialen und ökonomischen Sinne. Im Verhaltensmodell von Andersen ist der Zugang Bestandteil der „enabling resources“. Pechansky und Thomas (1981) beschreiben Zugang als den Grad der Übereinstimmung zwischen den Patienten und dem Versorgungsangebot im Hinblick auf fünf Dimensionen:

Die erste Dimension bezeichnen sie als Akzeptanz (acceptability). Sie beschreibt die Haltung der Patienten und der Leistungserbringer zueinander und ← 108 | 109 → ihre Meinungen übereinander. So nehmen Patienten nicht notwendigerweise die Leistungen des räumlich nächstgelegenen Arzt in Anspruch, sondern lassen sich durch Empfehlungen oder bereits gemachte gute Erfahrungen mit einem Arzt auf längere Fahr- oder Wartezeiten ein (vgl. Exworthy & Peckham 2006).

Die zweite Dimension der Verfügbarkeit (availability) ist die mengenbezogene Dimension, bei der sowohl das Volumen des erreichbaren ärztlichen Angebots als auch dessen Spezialisierung Einfluss auf den Zugang hat. Die hohe Arzt- und Krankenhausdichte in Deutschland spricht für eine gute Verfügbarkeit von ärztlichen Leistungen für die Mehrheit der Bevölkerung. Je höher die Arztdichte, desto geringer sind die Opportunitätskosten (u. a. Reise- und Wartezeit) der Patienten und entsprechend höher ist die Wahrscheinlichkeit eines Arzt-Patienten-Kontaktes.

Die Charakteristiken des Angebots (accommodation) stellen die dritte Dimension dar. Dabei geht es um die Organisation des Angebots im Hinblick auf den Bedarf der Patienten und die Einschätzung der Patienten auf ihre Angemessenheit. Öffnungszeiten, Wartezeiten oder die behindertengerechte Einrichtung einer Praxis sind Beispiele für solche Servicekriterien.

Die vierte Dimension der Erschwinglichkeit (affordability) von Gesundheitsleistungen bezieht sich sowohl auf direkte, als auch indirekte Kosten der Inanspruchnahme. Die direkten Kosten sind in Deutschland seit Abschaffung der Praxisgebühr angesichts des geltenden Sachleistungsprinzips für die deutliche Mehrheit der Versicherten (für rund 10 % PKV-Versicherte in Deutschland gilt das Kostenerstattungsprinzip) und begrenzter Zuzahlungen (z. B. für Arzneimittel) sehr niedrig. Die indirekten Kosten können allerdings eine entscheidende Barriere für die Inanspruchnahme von Versorgungsleistungen darstellen: Die Opportunitätskosten für verlorene Arbeitszeit, für andere Aktivitäten oder für Kinderbetreuung in der Zeit des Arztbesuches können den wahrgenommenen Nutzen der Inanspruchnahme einer ärztlichen Leistung überwiegen. Dabei werden einkommensschwache Schichten überproportional belastet (vgl. Gulliford und Morgan 2003), obwohl die absoluten Opportunitätskosten bei höheren Einkommen höher ausfallen dürften.

Die fünfte Dimension, der physische Zugang (physical accessibility), besteht streng genommen aus zwei Dimensionen: die räumliche Verteilung der Leistungserbringer bzw. der Ort der Leistungserbringung und die Mobilität der Bevölkerung (vgl. Hayes 2003). Die Bevölkerung ist in den letzten Jahrzehnten immer mobiler geworden – fast jeder deutsche Haushalt verfügt über einen eigenen PKW. Allerdings ist Mobilität nicht gleichmäßig über alle sozialen Gruppen und Altersgruppen verteilt. Exworthy und Peckham (2006) zeigen, dass Personen in Haushalten mit eigenem Auto rund 10.000 Meilen im Jahr, Personen ← 109 | 110 → ohne Auto nur rund 1.800 Meilen im Jahr fahren. Die Bevölkerung in ländlichen Regionen, insbesondere Ältere, Kinder, Frauen und Behinderte, haben größere Zugangsprobleme zu ärztlichen Leistungen, aber gerade diese Gruppen haben neben eine geringen Mobilität einen hohen Bedarf an Gesundheitsleistungen. Darum verwenden Paez und Mercado et al. (2010) beispielsweise eine altersspezifische durchschnittliche Reisezeit als geographisches Zugangsmaß zur ärztlichen Versorgung.

Alle fünf Dimensionen des Zugangs zu Gesundheitsleistungen sind selten gleichzeitig zu realisieren; der Patient muss in der Realität häufig Kompromisse zwischen den Dimensionen eingehen.

Khan und Bhardwaj (1994) nehmen eine ähnliche Differenzierung des Zugangs zu ärztlichen Leistungen wie Pechansky und Thomas vor und unterscheiden zwischen potenziellem räumlichen, potenziellem nicht-räumlichen, realisiertem räumlichen und realisiertem nicht-räumlichen Zugang. Der potentielle Zugang bezieht sich dabei auf die grundsätzliche Verfügbarkeit von Leistungen, der realisierte Zugang bezieht sich auf die eigentliche Inanspruchnahme. Der räumliche Zugang beschreibt die geographische Dimension einschließlich der damit verbundenen Faktoren wie Reisekosten, während sich der nicht-räumliche Zugang auf soziale Faktoren wie Einkommen, Bildungsniveau und Alter bezieht.

Für die Steuerungsebene im Gesundheitswesen ist „Zugang“ ein entscheidender Indikator, um die Gesundheitsversorgung der Bevölkerung zu gewährleisten. Nur wenn eine angemessene Kombination aus vorhandenen Ressourcen, einem leicht zugänglichen Eintritt in das Gesundheitswesen und Möglichkeiten die benötigten Leistungen in Anspruch zu nehmen besteht, kann auch ein optimales Gesundheitsergebnis einer Bevölkerung erreicht werden. Zugang ist eine notwendige Voraussetzung, um eine Gesundheitsleistung in Anspruch nehmen zu können. Nur dann hat Inanspruchnahme einen Einfluss auf den Gesundheitszustand der Bevölkerung. Laut Carr-Hill und Sheldon et al. (1994) ist das Angebot aber nicht nur der limitierende Faktor für die Inanspruchnahme von ärztlichen Leistungen, sondern kann die Inanspruchnahme selbst beeinflussen. Dieses Phänomen der angebotsinduzierten Nachfrage wird im folgenden Abschnitt diskutiert.

5.1.4 Angebotsinduzierte Nachfrage

Die Inanspruchnahme von Gesundheitsleistungen muss nicht immer nachfrageseitig gesteuert werden, wie die bislang vorgestellten Einflussfaktoren vermuten lassen. Eine Variante der in der Gesundheitsökonomie vieldiskutierten Form der angebotsseitigen Einflussfaktoren ist die angebotsinduzierte Nachfrage. ← 110 | 111 →

Im Gesundheitssystem sind relevante Informationen z. B. zum Gesundheitsstatus, Diagnosen, Therapiemöglichkeiten und notwendigen Behandlungen meist asymmetrisch zwischen den beiden beteiligten Parteien Arzt und Patient verteilt. Während der Patient die Wissenshoheit über sein persönliches Befinden, seine Präferenzen und Wünsche hat, besitzt der Arzt das medizinische Fachwissen und Erfahrungswerte zu Diagnosen und Behandlung. Aufgrund dieser Asymmetrie ist es denkbar, dass die realisierte Nachfrage der Patienten nicht immer dem Optimum entspricht, das bei völliger Informationsgleichheit bestehen könnte (vgl. Schneider und Ulrich 2008).

Schon aufgrund seiner beratenden Funktion kann der Arzt in großem Maße die Inanspruchnahme von medizinischen Leistungen seiner Patienten beeinflussen (vgl. Guggisberg und Spycher 2005). Vom Phänomen der „angebotsinduzierten Nachfrage“ spricht man allerdings nur dann, wenn der Patient eine Leistung bei vollständiger Informiertheit über den eigenen Gesundheitszustand und die Therapiemöglichkeiten ohne den Rat des Arztes nicht in Anspruch genommen hätte (vgl. Cassel & Wilke 2001) und der Arzt seine eigenen (ökonomischen) Interessen über die seiner Patienten stellt und mehr Leistungen initiiert, als medizinisch notwendig wären (vgl. Thode, Bergmann et al. 2004). Damit angebotsinduzierte Nachfrage überhaupt möglich sein kann, müssen laut Kern (2002) verschiedene Bedingungen erfüllt sein:

Der Patient muss einen Erstkontakt initiieren; erst wenn der Patient Kontakt zu einem Arzt hat, kann dieser die Inanspruchnahme weiterer Versorgungsleistungen veranlassen.

Beim Patienten müssen Informationsunsicherheiten bestehen. Bei vollständiger Kenntnis zu Diagnose- und Therapiemöglichkeiten durch den Patienten ist eine medizinisch nicht notwendige Ausweitung von Leistungen unwahrscheinlich.

Der Arzt muss ein Einkommensinteresse verfolgen, das über die „objektive“ Masse (wobei eine Definition davon problematisch ist) hinausgeht.

Die Vergütungsform muss Leistungsausweitungen honorieren. Insbesondere wirkt die Einzelleistungsvergütung eher mengenexpansiv, die Pauschalvergütung eher mengenreduzierend.

Es besteht Therapiefreiheit und Therapiealternativen sind im individuellen Fall möglich.

Der Arzt hat ein Behandlungsmonopol. Nach Diagnosestellung führt derselbe Arzt die initiierten Leistungen durch – der Patient wechselt den Leistungsanbieter nicht.

So häufig wie die angebotsinduzierte Nachfrage in der gesundheitsökonomischen und gesundheitspolitischen Diskussion als problematisches Phänomen ← 111 | 112 → besprochen wird, so sehr überrascht, dass die (internationale) empirische Evidenz bezüglich der Existenz von Angebotsinduzierung, ihrer Einflussfaktoren und Auswirkungen keineswegs eindeutig ist.

Als angebotsinduzierte Nachfrage wurde in den ersten empirischen Studien zu diesem Phänomen in Deutschland häufig ein positiver Zusammenhang zwischen Arztdichte und Inanspruchnahmehäufigkeit definiert: Stieg die Inanspruchnahme mit zunehmender Arztdichte, wurde davon ausgegangen, dass durch steigende (ökonomische) Konkurrenz die Ärzte einen Teil ihrer Nachfrage selbst generierten, um ein persönliches wirtschaftliches Ziel erreichen zu können. Die Ergebnisse waren dabei höchst unterschiedlich und zum Teil widersprüchlich. So konnten einige Autoren die These der angebotsinduzierten Nachfrage zumindest in Teilen bestätigen (vgl. Borchert 1980, Krämer 1981, Breyer 1984), während andere Studien ergebnislos bleiben und die These weder widerlegen noch nachweisen können (vgl. Adam 1983).

Laut Labelle et al. (1994) ist bei der Definition der angebotsinduzierten Nachfrage zwischen positiver Arztinduzierung, die den Gesundheitszustand des Patienten verbessern kann, und negativer Arztinduzierung, die zu keiner Verbesserung oder im schlechtesten Fall zur Verschlechterung des Gesundheitszustands des Patienten führt, zu unterscheiden. Der reine Zusammenhang zwischen Arztdichte und Inanspruchnahme ist laut den Autoren wenig relevant, wenn nicht das Behandlungsergebnis berücksichtigt wird. Auch Guggisberg und Spycher (2005) kritisieren, dass die Erklärungsmodelle zur arztinduzierten Nachfrage die Qualität der ärztlichen Leistungen als homogen betrachten.

So kann der positive Zusammenhang zwischen Arztdichte und Inanspruchnahmehäufigkeit auch durch einen bestehenden Nachfrageüberhang in einer Region entstehen, der erst nach der Niederlassung zusätzlicher Ärzte gedeckt werden kann. Ebenso kann die Niederlassungsentscheidung eines Arztes auch durch den regionalen Versorgungsbedarf beeinflusst sein, so dass er sich bevorzugt in Regionen niederlässt, wo die Morbiditätslast hoch und eine erhöhte Nachfrage zu erwarten ist. Ein positiver Zusammenhang würde dann nicht notwendigerweise Angebotsinduzierung, sondern auch bedarfsorientierte Verteilung der Leistungserbringer bedeuten, die ja durchaus erwünscht ist. Außerdem ist denkbar, dass sich durch eine erhöhte Arztdichte die patientengesteuerte Nachfrage erhöht, wenn die Opportunitätskosten für Anreise und Wartezeiten sinken.

Aus diesem Grund unterscheiden die neueren Studien häufig zwischen dem Erstkontakt, von dem angenommen wird, dass er vollständig durch eine autonome Patientenentscheidung zu Stande kommt, und den Folgekontakten, bei denen der Arzt die Häufigkeit der weiteren Arztbesuche und ärztlichen Leistungen mitbestimmt. Besteht ein positiver Zusammenhang zwischen Arztdichte und ← 112 | 113 → Folgekontakten, aber kein Zusammenhang zwischen Arztdichte und Erstkontakten, dann kann von einer Angebotsinduzierung ausgegangen werden (vgl. Cassel & Wilke 2001). Mit sogenannten Hürdenmodellen bestätigten Pohlmeier und Ulrich (1995) auf Grundlage von Daten des Sozioökonomischen Panels (SOEP) des Jahres 1985 diese Hypothese für Deutschland. Sie fanden keinen Zusammenhang zwischen Arztdichte nach Bundesland und der Häufigkeit der Erstkontakte, zeigten aber einen signifikanten positiven Zusammenhang mit der Häufigkeit der Folgekontakte. Allerdings konnten diese Effekte nur für die Inanspruchnahme von Allgemeinmedizinern, nicht aber von Fachärzten gezeigt werden.

Andersen und Schwarze (1997) kommen hingegen mit späteren Erhebungswellen des SOEP (1987 und 1994) zu dem Ergebnis, dass die Kontaktfrequenz insbesondere positiv mit der Facharztdichte zusammenhängt und die Kontaktwahrscheinlichkeit bei Allgemeinärzten und praktischen Ärzten mit steigendem Facharztanteil abnimmt. Eine Angebotsinduzierung im Sinne von mehr Folgekontakten geht den Autoren zufolge eher von Fachärzten und weniger von Allgemeinärzten aus. Zudem legen die Ergebnisse die Schlussfolgerung nahe, dass bei hohem Versorgungsniveau die Effekte der Angebotsinduzierung zunehmend von Konkurrenzeffekten und Wettbewerbsintensität überlagert werden und der Arzt „nur noch mit steigenden Kosten und wachsendem Risiko auf die Mechanismen der Angebotsinduzierung ausweichen“ kann (Andersen und Schwarze 1997, S. 69). Eine Steigerung der Arztdichte führt demnach nicht beliebig zur Steigerung der Inanspruchnahme, sondern ab einer bestimmten Wettbewerbssituation besteht sogar ein negativer Zusammenhang zwischen Arztdichte und Inanspruchnahmehäufigkeit.

Die Ergebnisse der Analysen von Cassel und Wilke (2001), die auf den SOEP-Datensätzen der Jahre 1984 bis 1997 beruhen, widersprechen den zuvor gefundenen Zusammenhängen: Zwar kann für einige Wellen ein positiver Zusammenhang zwischen Arztdichte (insbesondere Fachärzte und Zahnärzte) nach Bundesländern und der Kontakthäufigkeit festgestellt werden, allerdings besteht gleichzeitig ein positiver Zusammenhang mit der Kontaktwahrscheinlichkeit (Erstkontakt), sodass nicht von angebotsinduzierter Nachfrage ausgegangen werden kann. Die Hypothese vom grundsätzlichen Bestehen von Angebotsinduzierung in der ambulanten Versorgung wird daher von den Autoren der Studie abgelehnt.

Eine Erweiterung der Analysen in Deutschland auf Grundlage der Daten des SOEP des Jahres 2002 wurde von Jürges (2007) vorgenommen. Er unterscheidet zwischen gesetzlich und privat Versicherten und instrumentiert die Variable der Arztdichte, indem er Einflussfaktoren auf die Niederlassungsentscheidung von Ärzten, die nicht mit der Inanspruchnahme in Zusammenhang stehen, im Modell berücksichtigt. Der Zusammenhang zwischen Arztdichte und ← 113 | 114 → Inanspruchnahme unterscheidet sich laut den Ergebnissen der Studie nach der Art der Versicherung: Während bei gesetzlich Versicherten ein positiver Effekt mit der Kontaktentscheidung (also dem Erstkontakt) besteht, kann dieser Zusammenhang für die privat Versicherten nicht gezeigt werden. Allerdings hat die Arztdichte bei Privatpatienten einen deutlichen positiven Einfluss auf die Inanspruchnahmehäufigkeit: Die Wahrscheinlichkeit eines Erstkontaktes ist bei Privatpatienten geringer, aber die Anzahl der Arztbesuche ist deutlich höher als bei gesetzlich Versicherten. Die Modelle mit und ohne Instrumentierung der Arztdichte unterscheiden sich dabei nicht signifikant. Der Autor vermutet, dass die höhere Preisvariabilität bei privat Versicherten (i. S. v. höhere Leistungsvergütung nach Gebührenordnung für Ärzte GOÄ) bei den Ärzten stärkere Anreize für medizinisch nicht notwendige Leistungsausweitung schafft als bei gesetzlich Versicherten.

Für Deutschland ergeben die verfügbaren empirischen Studien der letzten Jahre, die fast ausschließlich auf den Daten des Sozioökonomischen Panels beruhen, ebenso wie internationale Studien kein eindeutiges Ergebnis bezüglich der Existenz oder des Ausmaßes von angebotsinduzierter Nachfrage in der ambulanten Versorgung. Die empirische Messung des Phänomens der angebotsinduzierten Nachfrage scheitert dabei oft an der Herausforderung latente Nachfrageüberhänge oder Angebotsinduzierung mit positiven Nutzen für den Patienten herauszufiltern. Allerdings können Ineffizienzen aufgrund unnötiger, arztinduzierter Nachfrage auch nicht ausgeschlossen werden und bleiben daher Bestandteil der gesundheitsökonomischen Diskussion.

5.2 Ableitung der regionalen ambulanten Inanspruchnahme

5.2.1 Indikatoren für Inanspruchnahme

Die Inanspruchnahme des medizinischen Versorgungssystems kann sowohl anhand der Menge (Zahl der Patienten, Kontakte oder Leistungen), als auch anhand des abgerechneten Volumens (Ausgaben je Patient) analysiert werden.

Die Betrachtung der regionalen Ausgaben für die ambulante Versorgung als Indikator für die Inanspruchnahme ist mit mehreren Mängeln behaftet. Zum einen können unterschiedliche Arztgruppen aufgrund gruppenspezifischer Vergütungen nicht miteinander verglichen werden. Zum zweiten sind das Kodierverhalten der Ärzte sowie der Schweregrad des behandelten Patienten unbekannte Größen, die das abgerechnete Punktevolumen beeinträchtigen können. Außerdem werden die Honorarvereinbarungen zwischen KVen und Krankenkassen regional verhandelt, so dass es zu regionalen Preisunterschieden für einzelne Leistungen kommen ← 114 | 115 → kann. Diese können das Leistungsverhalten der Ärzte beeinflussen (z. B. Konzentration auf lukrative Versorgungsleistungen) und den regionalen Vergleich der Inanspruchnahme erschweren.

Laut Borchert (1980) ist die Nutzung der Zahl der Arztbesuche und der bei diesen Besuchen erbrachten oder veranlassten Leistungen viel eher geeignet, um messen zu können, „wie viele reale Einheiten eine Person der versorgten Bevölkerung erhält“ (S. 29). Auch Paquet und Reschke et al. (1988) befürworten die Analyse der ambulanten Kontakthäufigkeit als guten Indikator für die Inanspruchnahme. Andersen und Schwarze (1997) präferieren die Analyse der Arztkontakte über die Analyse des Leistungs- und Ausgabengeschehens, da der Kontakt, zumindest was den Erstkontakt einer Behandlungsepisode betrifft, vornehmlich vom Patienten ausgeht und Ausdruck seines Versorgungsbedarfsempfindens ist, während Leistungen und Ausgaben stärker durch den Arzt bestimmt werden.

Die Abrechnungsdaten der Vertragsärzte sind die einzige Datengrundlage, mit der ambulante Arztbesuche und deren Leistungsgeschehen systematisch und für alle vertragsärztlich tätigen Ärzte erhoben werden. Aufgrund des Erhebungszwecks, eben der Ausgabenabrechnung, lässt sich die Inanspruchnahme in diesen Daten nur über dokumentierte Positionen des Einheitlichen Bewertungsmaßstabs (EBM) abbilden. Das Leistungsgeschehen bei einem Arzt-Kontakt wird nur mit den dafür zur Verfügung stehenden Abrechnungspositionen erfasst.

Die Ermittlung der Anzahl einzelner Arztkontakte ist seit jeher nur möglich, wenn bei jedem Arztkontakt mindestens eine Leistung abgerechnet wurde37. So werden die Arzt-Patienten-Kontakte (APK) von den KVen ermittelt, indem die Tage, an denen ein Vertragsarzt mindestens eine Gebührenordnungsposition für denselben Patienten abgerechnet hat, gezählt werden. Seit der Einführung des Pauschalen EBM im Jahr 2008, im Zuge dessen insbesondere im hausärztlichen Bereich fast alle Einzelleistungen zu Versichertenpauschalen nach Altersgruppe zusammengefasst wurden38, ist die Anzahl Arztkontakte nicht mehr abrechnungsrelevant und als Auswertungsgröße damit unbrauchbar geworden. Die ← 115 | 116 → Versichertenpauschale (nach Altersgruppe) kann von jedem Arzt bei jedem Patient mit mindestens einem persönlichen APK nur einmal im Quartal abgerechnet werden. Ist die Versicherten- bzw. Grundpauschale in einem Quartal bereits dokumentiert, kann der Arzt bei Mehrfachkontakten häufig keine weiteren Leistungsziffern abrechnen, so dass auch die Anzahl der erbrachten oder veranlassten Leistungen bei Hausärzten eine weitgehend unbekannte Größe ist.

Daher wird seit dem Jahr 2008 typischerweise die ambulante Fallzahl (entspricht der Anzahl Patienten mit mindestens einem Arztkontakt im Quartal je Arzt) als Maß für die ambulante Inanspruchnahme analysiert (vgl. Czaja, Meinlschmidt et al. 2012; Grobe, Bitzer et al. 2013). Je Versichertem können pro Arzt maximal vier Fälle im Jahr ausgewiesen werden – da ein Versicherter typischerweise mehrere Ärzte im Jahr (z. T. auch derselben Fachrichtung) in Anspruch nimmt, lag die durchschnittlich Fallzahl je Einwohner in Deutschland im Jahr 2011 bei 8,23 Fällen je Person (vgl. Grobe, Bitzer et al. 2013). Die Anzahl der kontaktierten Arztgruppen kann als Maß verwendet werden, um die Komplexität der Inanspruchnahme zu bewerten (vgl. Thode, Bergmann et al. 2004).

Bei einem Vergleich der Fallzahlen nach Arztgruppe kann es z. T. zu Verzerrungen kommen. Durch eine Neuregelung der Fallzahlzählung bei fachübergreifenden Berufsausübungsgemeinschaften werden seit dem 1. Juli 2009 in Arztpraxen mit mehreren Ärzten unterschiedlicher Fachrichtungen (insbesondere in Medizinischen Versorgungszentren und Gemeinschaftspraxen) Patienten, die mehr als einen Arzt dieser Praxis im Quartal in Anspruch nehmen, nur als ein Behandlungsfall gezählt. Die Arztfälle (Patienten mit mind. einem Arzt-Kontakt im Quartal differenziert nach Einzelarzt), die für eine fachgruppenspezifische Betrachtung der Inanspruchnahme benötigt werden, sind nicht mehr abrechnungsrelevant. Zudem generiert die Beauftragung von Laborleistungen durch niedergelassene Vertragsärzte seit dem Jahr 2008 eigene Behandlungsfälle bei den Laborgemeinschaften, die seitdem Fälle direkt mit den KVen abrechnen müssen. Dadurch ist das Fallzahlvolumen stark angestiegen, ohne dass sich die tatsächliche Inanspruchnahmeintensität der Versicherten grundlegend geändert hätte.

Die Anzahl Patienten mit mindestens einem Arztkontakt im Quartal nach ärztlichen Gruppen, auch in Gemeinschaftspraxen, ließe sich über die Anzahl der abgerechneten Versichertenpauschalen ermitteln. Da jede Arztgruppe im Einheitlichen Bewertungsmaßstab (EBM) ein eigenes Kapitel mit abrechnungsfähigen ← 116 | 117 → Gebührenordnungspositionen hat, also ein Hausarzt nur die hausärztliche Versichertenpauschale und ein Gynäkologe nur die frauenärztliche Grundpauschale abrechnen darf, ist eine eindeutige Zuordnung der Patienten mit mind. einem Arztkontakt im Quartal nach Arztgruppe möglich. Für die Hausärzte wäre die Anzahl Fälle anhand der in Tabelle 15 aufgeführten Gebührenordnungspositionen (GOPs) eindeutig abgrenzbar.39 Ergebnis einer solchen Auswertung der Versichertenpauschalen wäre die Anzahl Fälle mit mindestens einem Hausarztkontakt im Quartal.

Eine Differenzierung der Inanspruchnahme von medizinischen Leistungserbringern und der tatsächlich erfolgten Gesundheitsleistung ist allerdings auch mit dieser Definition der Inanspruchnahme nicht möglich. So kann analysiert werden, wie viele Patienten in einer Region im Quartal mindestens einmal einen Hausarzt aufgesucht haben, allerdings ist daraus nicht ersichtlich, welche konkrete Versorgungsleistung erbracht wurde. Die Umsetzung von Behandlungsmaßnahmen und die Therapietreue, wie bspw. die Compliance mit Arzneimitteln, lassen sich nur über Befragungen messen und sind in den Abrechnungsdaten ebenfalls nicht dokumentiert. ← 117 | 118 →

Tabelle 15: Ausgewählte hausärztliche Versichertenpauschalen zur Abbildung der Anzahl Patienten mit mind. einem Hausarztkontakt im Quartal, 2013

GOPBeschreibung
03110Hausärztliche Versichertenpauschale für Versicherte bis zum vollendeten 5. Lebensjahr
03111Hausärztliche Versichertenpauschale für Versicherte ab Beginn des 6. bis zum vollendeten 59. Lebensjahr
03112Hausärztliche Versichertenpauschale für Versicherte ab Beginn des 60. Lebensjahrs
03120Hausärztliche Versichertenpauschale bei Überweisung für Versicherte bis zum vollendeten 5. Lebensjahr
03121Hausärztliche Versichertenpauschale bei Überweisung für Versicherte ab Beginn des 6. bis zum vollendeten 59. Lebensjahr
03122Hausärztliche Versichertenpauschale bei Überweisung für Versicherte ab Beginn des 60. Lebensjahrs
03130Versichertenpauschale bei unvorhergesehener Inanspruchnahme zwischen 19:00 und 7:00 Uhr, an Samstagen, Sonntagen, gesetzlichen Feiertagen, am 24.12. und 31.12. bei persönlichem Arzt-Patienten-Kontakt

Quelle: EBM, Stand 3. Quartal 2013

5.2.2 Datengrundlagen

Idealerweise sollte die regionale Inanspruchnahme anhand der abgerechneten Versichertenpauschalen der Hausärzte für die Patienten nach Wohnort analysiert werden. Die Daten zur individuellen Inanspruchnahme auf Versichertenebene sind dabei typischerweise durch eine große Gruppe von Personen ohne Arztbesuch und eine lange rechtsschiefe Verteilung von Personen mit starker Inanspruchnahme der ambulanten Versorgung gekennzeichnet (vgl. Jones, Rice et al. 2007).

Voraussetzung für die Analyse der individuellen Inanspruchnahme der Versicherten nach Wohnort ist die Verfügbarkeit von Krankenkassendaten auf kleinräumiger Ebene. Im Rahmen dieser Arbeit standen die benötigten Informationen zur Anzahl der ausgewählten GOPs nach Mittelbereichen leider nicht zur Verfügung.40 Um dennoch die Inanspruchnahme auf kleinräumiger Ebene abbilden zu ← 118 | 119 → können, wurden Informationen zur Behandlungsintensität der Hausärzte nach Mittelbereichen aus den aktuellen Bedarfsplanungsblättern genutzt.

Gemäß der neuen Bedarfsplanungsrichtlinie vom 20.12.2012 sehen die Planungsblätter eine Ausweisung der durchschnittlichen Anzahl Behandlungsfälle für das vergangene Jahr je Arzt (Anlage 2.2, Spalte 18) vor. Nicht für alle KV-Regionen wird diese Information in den öffentlich verfügbaren Bedarfsplänen ausgewiesen41. Allerdings erlauben die Angaben der acht KVen Berlin, Bremen, Hamburg, Nordrhein, Sachsen, Schleswig-Holstein, Thüringen und Westfalen-Lippe eine Analyse der hausärztlichen Inanspruchnahme in ausgewählten Regionen.

Eine ausführliche Recherche der regionalen Versorgungsdaten der einzelnen KVen ohne Veröffentlichung der Behandlungsfälle je Arzt (z. B. Gesundheitsatlas in Bayern und Baden-Württemberg, Kreisatlanten in Rheinland-Pfalz und Hessen) ergab, dass die Stichprobe mit den verfügbaren Daten zur Inanspruchnahme auf Kreisebene der KV Hessen42 erweitert werden konnte. In den anderen regionalen Publikationen ist die Inanspruchnahme der Hausärzte entweder nicht enthalten oder aufgrund der Art der Darstellung nicht verwendbar (z. B. wird die Inanspruchnahme in Bayern als Fälle je GKV-Versicherte ausgewiesen, wobei die Anzahl GKV-Versicherter auf kleinräumiger Ebene nicht veröffentlicht wird).

Die Auswahl der neun KV-Regionen repräsentiert 47,8 % der Einwohner in Deutschland und enthält sowohl städtische, als auch ländliche Regionen in West- und Ostdeutschland. Der Abgleich der Werte für Angebot und Bedarf der Auswahlregionen mit den deutschlandweiten Werten spricht für eine repräsentative Stichprobe im Hinblick auf die drei Versorgungsindikatoren.43 ← 119 | 120 →

5.3 Methode zur Messung der regionalen Inanspruchnahme

Auf Grundlage der ausgewiesenen durchschnittlichen Fallzahl je Hausarzt in 383 der 879 Mittelbereiche wird zunächst die absolute Fallzahl je Mittelbereich (FZmb) geschätzt, indem die Fallzahl je Arzt (FZAmb) mit der entsprechenden Anzahl Ärzte (NAmb) im Planungsbereich multipliziert wird.

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Anschließend wird die geschätzte absolute Fallzahl durch die Anzahl Einwohner im Planungsbereich (EWmb) dividiert, um die Anzahl Fälle beim Hausarzt je Einwohner zu erhalten, die danach als Maß der Inanspruchnahme (IAN) verwendet wird.

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Anzumerken ist bei diesem Verfahren, dass die durchschnittliche Fallzahl je Hausarzt einen Leistungsortbezug aufweist, also in dem Mittelbereich ausgewiesen wird, in dem der Arzt praktiziert. Nicht alle Patienten müssen notwendigerweise im gleichen Planungsbereich wohnhaft sein. Die geschätzte absolute Fallzahl nach Mittelbereichen wird allerdings im zweiten Schritt auf die im Planungsbereich ansässige Bevölkerung bezogen. Da die Mitversorgereffekte im hausärztlichen Bereich nur sehr gering ausfallen (vgl. Czihal, von Stillfried et al. 2012), wird die dadurch entstehende Inkonsistenz zwischen Behandlungsort und Wohnort toleriert und implizit davon ausgegangen, dass die erbrachten Fälle im Planungsbereich wohnhaft sind oder zumindest das Ausmaß der Mitversorgung anderer Mittelbereiche durch Hausärzte überall vergleichbar hoch ist.44

Einschränkend ist zur Datengrundlage zudem festzuhalten, dass die in den Planungsblättern ausgewiesenen Fallzahlen nicht die Inanspruchnahme im Rahmen von Selektivverträgen wie der hausarztzentrierten Versorgung enthalten. Die Fallzahl von Versicherten in Selektivverträgen kann nur durch die Krankenkassen zur Verfügung gestellt werden. Aufgrund der geringen Anzahl Versicherter in Hausarztverträgen in den ausgewählten Stichprobenregionen wird hier von keiner systematischen Verzerrung aufgrund der Nichtberücksichtigung dieser Fälle nach Regionen ausgegangen.45 ← 120 | 121 →

5.4 Ergebnisse der regionalen Inanspruchnahme nach Mittelbereichen

Die geschätzte Inanspruchnahme von Hausärzten je Einwohner betrug im Jahr 2012 in den untersuchten Mittelbereichen im Durchschnitt 2,575 Behandlungsfälle je Einwohner. Dabei weicht die geschätzte Fallzahl in den untersuchten Mittelbereichen zum Teil deutlich von dieser durchschnittlichen Inanspruchnahme ab: Während die Einwohner im Mittelbereich Idstein (Hessen) durchschnittlich 1,35 Behandlungsfälle beim Hausarzt aufwiesen, war die geschätzte Inanspruchnahme im Mittelbereich Hückelhoven (Nordrhein) mit durchschnittlich 3,84 Behandlungsfällen um rund das 2,8 fache höher (Abbildung 13).

Abbildung 13: Häufigkeitsverteilung der geschätzten Inanspruchnahme von Hausärzten je Einwohner, 2012

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Quelle: Eigene Berechnung und Darstellung auf Grundlage der Planungsblätter der KVen, 2013 ← 121 | 122 →

Die kartographische Darstellung der geschätzten Inanspruchnahme für die untersuchten 383 Mittelbereiche in Abbildung 14 verdeutlicht die Heterogenität der durchschnittlichen Anzahl der Hausarzt-Fälle auf der kleinräumigen Ebene der Mittelbereiche. Dabei sind deutlich unterdurchschnittliche Fallzahlen je Einwohner im südlichen Hessen und in Teilen von Westfalen-Lippe auffällig. Die geringe Inanspruchnahme in Hessen deckt sich mit Beobachtungen der KV Hessen, die aufgrund der guten Morbiditätsstruktur im südlichen Hessen in zehn Mittelbereichen von der bundesweiten Bedarfsplanungsrichtlinie abweicht und die Verhältniszahl von Einwohnern zu Ärzten erhöht (vgl. KV Hessen 2013). Eine deutlich über dem Durchschnitt der ausgewählten Mittelbereiche liegende Inanspruchnahme ist in großen Teilen der KV Nordrhein und in den ländlichen Regionen Schleswig-Holsteins und Thüringens zu beobachten.

Abbildung 14: Geschätzte Inanspruchnahme: Anzahl Hausarzt-Fälle je Einwohner, Klasseneinteilung nach Quintilen, 2012

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Quelle: eigene Berechnung und Darstellung auf Grundlage der Planungsblätter der KVen, 2013 ← 122 | 123 →

Wie schon bei den Unterschieden der regionalen Hausarztangebotskapazitäten (Kapitel 4.3) stellt sich auch bei den Unterschieden der Inanspruchnahmehäufigkeit zwischen den Mittelbereichen die Frage, inwiefern sich diese durch Unterschiede im Versorgungsbedarf erklären lassen. Dort, wo der Versorgungsbedarf überdurchschnittlich hoch ist, würde man auch eine überdurchschnittlich hohe Inanspruchnahme erwarten. Eine Korrelationsanalyse zwischen der prozentualen Abweichung der Inanspruchnahmehäufigkeit nach Mittelbereichen und des Versorgungsbedarfs vom bundesweiten Durchschnitt zeigt, dass entgegen dieser Hypothese nur ein sehr schwacher, wenn auch signifikanter positiver Zusammenhang besteht (Koeffizient 0,120, p=0,019).

Auch für die Inanspruchnahmehäufigkeit wurde analog zum Vorgehen im Kapitel 4.3 eine Konzentrationskurve erstellt (Abbildung 15) und ein Konzentrationsindex berechnet. Dieser beträgt für die ausgewählten Regionen =0,077. Die Ungleichheit der Inanspruchnahme gemessen an der bedarfsadjustierten Inanspruchnahme ist damit nur geringfügig höher als die Ungleichheit der Angebotskapazitäten. Da Abweichungen der Inanspruchnahme und des Hausarztangebotes nach Mittelbereichen vom Bundesdurchschnitt positiv miteinander korreliert sind (Koeffizient 0,538, p=0,000), überrascht dieses Ergebnis nicht.

Abbildung 15: Konzentrationskurve Inanspruchnahme und Konzentrationsindex

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Quelle: eigene Berechnungen ← 123 | 124 →

5.5 Zwischenfazit regionale Inanspruchnahme

Die Inanspruchnahme medizinischer Versorgung wird durch eine Reihe sowohl nachfrage- als auch angebotsdeterminierter Faktoren beeinflusst, die in unterschiedlichen Modellen klassifiziert werden können. Gesundheitspolitisch stehen die Faktoren im Fokus, die unmittelbar mit den Angebotskapazitäten des Gesundheitssystems zusammenhängen (z. B. Zugang, angebotsinduzierte Nachfrage), da hier das Potential für Steuerungsansätze zur Kostenkontrolle am größten erscheint. Die individuellen Faktoren, die zur Inanspruchnahme führen, lassen sich hingegen eher indirekt beispielsweise über Präventionsmaßnahmen beeinflussen.

Die Inanspruchnahme kann mit der durchschnittlichen Fallzahl beim Hausarzt je Einwohner gemessen werden. Als Datengrundlage stehen die durchschnittlichen Fallzahlen je Hausarzt für 383 Mittelbereiche zur Verfügung. Die Inanspruchnahmehäufigkeit von Hausärzten nach Mittelbereich ist zum Teil sehr unterschiedlich und variiert um den Extremalquotienten 2,84. Die regionalen Unterschiede der Inanspruchnahmehäufigkeit bei Hausärzten in den analysierten Mittelbereichen lassen sich nur zum Teil mit den Unterschieden im Versorgungsbedarf erklären. Hingegen besteht ein starker positiver Zusammenhang zwischen Inanspruchnahmehäufigkeit und hausärztlichen Versorgungskapazitäten.


35 Zur ausführlichen theoretischen Abhandlung des Grossman-Modells verweise ich auf Breyer, Zweifel et al. (2005), S. 77ff.

36 Für eine internationale Übersicht zur Anwendung des von Ronald M. Andersen entwickelten Verhaltensmodell zur Inanspruchnahme von Versorgungsleistungen in aktuellen empirischen Studien verweise ich auf Babitsch et al. (2012).

37 Die Anzahl Arztkontakte wird auch in den Surveys des Robert-Koch-Instituts im Rahmen der Gesundheitsberichterstattung (z.B. Bundesgesundheitssurvey, GEDA) direkt bei den Versicherten erhoben. Allerdings ist die Stichprobe für diese Befragungen nicht regionalisiert, d.h. die Ergebnisse können für einen regionalen, kleinräumigen Vergleich nicht verwendet werden.

38 In der Versichertenpauschale der Hausärzte sind beispielsweise die früheren Gebührenordnungspositionen für die hausärztliche Grundvergütung, Bereitschaftspauschale, Konsultationsgebühr, Gesprächsleistungen und Berichtsleistungen aufgegangen. Nur noch wenige (diagnostische) Einzelleistungen wie z. B. das hausärztlich-geriatrische Basisassessment (GOP 03240) oder das Belastungs-EKG (GOP 03321) können von Hausärzten separat abgerechnet werden.

39 Die Versichertenpauschalen bei Überweisung oder bei unvorhergesehener Inanspruchnahme können nicht neben der „normalen“ Versichertenpauschale (GOP 03110–03112) abgerechnet werden. Findet nach dem Überweisungskontakt bzw. nach der unvorhergesehenen Inanspruchnahme ein weiterer persönlicher Arzt-Patienten-Kontakt statt, so sind die GOP 03110–03112 zu verwenden. Die Auswahl stellt also sicher, dass jeder Patient mit mind. einem Hausarztkontakt im Quartal auch nur einmal gezählt wird.

40 Kooperationsgespräche wurden mit den Allgemeinen Ortskrankenkassen und der BARMER GEK geführt und scheiterten an der Bereitstellung von Inanspruchnahmedaten auf der kleinräumigen Ebene der Mittelbereiche.

41 Eine schriftliche Anfrage bei den KVen ohne Veröffentlichung der durchschnittlichen Fallzahl je Arzt auf Verfügbarkeit der Daten für diese Dissertation blieb erfolglos.

42 Die Publikation „Versorgung heute“ enthält Angaben zur durchschnittlichen Anzahl Behandlungsfälle je Hausarzt nach Stadt- und Landkreisen. Diese Daten wurden verwendet, um die Inanspruchnahme der Hausärzte in den jeweils den Kreisen zugeordneten Mittelbereichen zu schätzen. Da sich in Hessen die Mittelbereiche bis auf wenige Ausnahmen eindeutig einem Stadt- oder Landkreis zuordnen lassen, wird von einer zulässigen Schätzung ausgegangen. Die durchschnittliche Fallzahl je Arzt der Kreisebene wurde mit der Anzahl der ansässigen Ärzte nach Mittelbereich multipliziert, um individuell geschätzte absolute Fallzahlen je Mittelbereich zu ermitteln.

43 Die Mittelwerte von Angebotsdichte und Bedarfsindex unterscheiden sich zwischen der Auswahl und dem Gesamtdatenbestand nicht signifikant voneinander (p=0,083 bzw. p=0,203).

44 Regional unterschiedliche Grade von Mitversorgereffekten werden in Kapitel 7.1.1 als Einflussfaktoren bei der Erklärung regionaler Unterschiede berücksichtigt.

45 Verzerrungen wären zu vermuten, wenn in einer KV-Region der Anteil Versicherter in Hausarztverträgen deutlich über oder unter dem Durchschnitt liegen würde. Baden-Württemberg und Bayern, wo ein überdurchschnittlicher Anteil Versicherter an der hausarztzentrierten Versorgung teilnimmt, sind nicht Bestandteil der analysierten Stichprobe.