Die Abschätzung der künftigen Beitragssatzentwicklung in der gesetzlichen Krankenversicherung (GKV) verlangt zunächst eine Bestandsaufnahme der relevanten Einflussgrößen und die Beantwortung der Frage: "Welche Entwicklung werden zentrale Indikatoren des Gesundheitssystems in den kommenden Jahrzehnten nehmen, wenn die gegenwärtige Politik fortgesetzt wird?"

Schon diese Frage wirft Probleme auf, weil dazu geklärt werden muss, was unter einer "Fortsetzung der gegenwärtigen Politik" verstanden werden soll. Kann man davon ausgehen, dass die zuletzt - in der Gesundheitsreform 2000 - verabschiedeten Regelungen zur Stabilisierung des Beitragssatzes langfristig gültig sein werden? Oder wird es immer wieder neue Einschnitte ins Leistungs- und Vergütungsrecht geben, wie es in der Vergangenheit etwa alle vier Jahre üblich war? In diesem Fall wäre zu untersuchen, ob diese Einschnitte politisch durchsetzbar sind, und zwar sowohl gegenüber den Versicherten als auch gegenüber den Leistungserbringern im Gesundheitswesen.

Um die Entwicklung des Beitragssatzes abzuschätzen, bedarf es zuerst einer Prognose über den Verlauf der wichtigsten Einflussfaktoren. Dies sind

-auf der Einnahmenseite im Wesentlichen die Arbeitseinkommen (bis zur jeweiligen Bemessungsgrenze), die ihrerseits durch die demographische Entwicklung (Geburten, Nettowanderungen, Erwerbsbeteiligung) und durch die Produktivitätsentwicklung bestimmt werden;

-auf der Ausgabenseite ebenfalls die Alterung der Gesellschaft sowie der medizinische Fortschritt - hier vorrangig als Quelle ausgabensteigernder medizinischer Innovationen verstanden.

Die folgenden Ausführungen konzentrieren sich auf die Ausgabenseite. Zunächst werden die von PROGNOS verwendete Methode vorgestellt und mögliche Fehlerquellen diskutiert. Dann wird eine mit einem grundsätzlich anderen Verfahren, der Regressionsanalyse, gewonnene Prognose präsentiert. Für die Ableitung des Beitragssatzes wird die Vorausschätzung von PROGNOS für die Einnahmenseite übernommen.

1. Der medizinische Fortschritt wird dadurch berücksichtigt, dass für die realen Pro-Kopf-Ausgaben in den einzelnen Altersklassen (in der oberen Variante) jährliche Wachstumsraten von 1,2 bis 1,7 % - im gewichteten Mittel 1,4 % - unterstellt werden. Dies entspricht der angenommenen Zunahme der realen Bruttoentgelte und beruht auf der Annahme, dass die GKV eine einnahmenorientierte Ausgabenpolitik realisieren kann.

2. Die so für den Prognosezeitraum gewonnenen Ausgabenprofile werden auf die für das Jahr 2040 zu erwartende Altersverteilung der versicherten Bevölkerung angewendet.

Diese Vorgehensweise führt sowohl zu einer Unterschätzung als auch zu einer Überschätzung:

Die für die einzelnen Altersgruppen prognostizierten Wachstumsraten sind meist erheblich geringer als die in der Vergangenheit (1978-1992) beobachteten Werte, die im gewichteten Mittel 2,7 % betrugen. ^[3] Die Begründung von PROGNOS für die Verlangsamung des Anstiegs mit dem Hinweis auf die "einnahmenorientierte Ausgabenpolitik" kann nicht überzeugen, da bereits in der Vergangenheit eine solche Orientierung erfolglos angestrebt wurde. Berücksichtigt man, dass die Entwicklung in Deutschland der in den USA mit einer zeitlichen Verzögerung folgt, so ist eine weitaus größere technologiebedingte Steigerung der Kosten als von PROGNOS unterstellt zu vermuten. ^[4]

Die Multiplikation der Ausgabenprofile mit der für die Zukunft zu erwartenden Besetzung der einzelnen Altersklassen dürfte dagegen den demographischen Effekt auf die Gesundheitsausgaben überschätzen. Denn die in Querschnittsdaten zu beobachtende Differenz in den Gesundheitsausgaben zwischen älteren und jüngeren Versicherten ist nicht allein oder primär die Konsequenz des Lebensalters, sondern hängt mit der unterschiedlichen zeitlichen Entfernung zum Tod zusammen. ^[5] In den höheren Altersgruppen befindet sich ein größerer Anteil von Versicherten in ihrem letzten Lebensjahr, in dem - bei dem verständlichen Versuch, den Tod hinauszuschieben - überproportional mehr für die Behandlung aufgewendet wird als in anderen Jahren. ^[6] Steigt nun - sei es durch medizinischen Fortschritt oder durch gesündere Lebensweise - die Lebenserwartung, so sinken die Sterbeziffern, und in jeder Altersgruppe befinden sich dann weniger Personen in ihrem letzten Lebensjahr. Folglich dürften sich die altersspezifischen Behandlungskosten in den betroffenen Altersgruppen über die Zeit verringern, so dass die PROGNOS-Methode in dieser Hinsicht zu hohe Kosten ausweist . ^[7]

Zu den Berechnungen wurden folgende Datenquellen herangezogen:

-für die alters- und geschlechtsspezifischen Sterberaten die amtlichen Sterbeziffern für das Jahr 1995,

-für die alters- und geschlechtsspezifischen Gesundheitsausgaben insgesamt die GKV-Ausgabenprofile für 1996 aus der Datenerhebung für den Risikostrukturausgleich.

-Eine Aufspaltung in sterbebedingte und sonstige Kosten ist nicht für alle Arten von Krankheitskosten möglich. Eine große Ersatzkasse hat jedoch die Krankenhaustage getrennt für Personen im letzten, vorletzten und drittletzten Lebensjahr sowie für alle übrigen Personen erfasst. ^[9]

Im nächsten Schritt wurde eine modellhafte Alterskohorte von je 1 000 Frauen und Männern betrachtet, die zu einem bestimmten Zeitpunkt das 60. Lebensjahr vollenden. Ziel war es, für diese Kohorte zu ermitteln, um welchen Prozentsatz sich die gesamten Gesundheitsausgaben für die restliche Lebenszeit erhöhen, wenn die Rest-Lebenserwartung der Gruppe um ein Jahr steigt. Diese Hochrechnung wurde alternativ auf zwei Wegen durchgeführt, nämlich

-mit der "Durchschnitts-Methode", wie sie von PROGNOS verwendet wurde: Hierbei werden die ursprünglichen Alters-Ausgabenprofile auf die sich ergebende neue Altersstruktur angewendet;

-mit der "Struktur-Methode": Hierbei werden die altersspezifischen Ausgabenprofile für Überlebende und Sterbende verwendet.

In der Ausgangssituation beträgt die Rest-Lebenserwartung der 60-Jährigen 22,6 Jahre für Frauen und 18,4 Jahre für Männer. Die Erhöhung der Lebenserwartung um ein Jahr wurde sehr einfach dadurch modelliert, dass die Sterberate der 60-Jährigen auf 0 gesetzt und alle übrigen altersspezifischen Sterberaten auf den vorherigen Wert der um ein Jahr Jüngeren festgesetzt wurde.

Bezieht man die alters- und geschlechtsspezifischen Ausgabenwerte auf die beschriebene Modellbevölkerung, so erhält man für diese Gruppe bis zu dem Zeitpunkt, an dem die letzte Person gestorben ist, Gesamtausgaben von 250 Mill. DM (oder rund 125 000 DM pro Kopf). Die Senkung der Sterbeziffern führt nach der Durchschnitts-Methode zu einem Gesamtwert von 265 Mill. DM, was einem Zuwachs von 5,7 % entspricht.

Die Struktur-Methode erlaubt es, für jedes Lebensalter die altersspezifischen Pro-Kopf-Ausgaben getrennt nach Überlebenden und Sterbenden zu berechnen. Danach betragen die Ausgaben für Sterbende insgesamt 83 Mill. DM, ein knappes Drittel der Gesamtausgaben für die Kohorte. ^[10] Bei einem Anstieg der Lebenserwartung um ein Jahr liegen die Gesamtausgaben bei 256 Mill. DM und damit nur um 2,2 % höher als zuvor. Dieser Zuwachs macht nur knapp 40 % des Anstiegs aus, der sich aus der Durchschnitts-Hochrechnung ergibt. Mit der Durchschnitts-Methode werden infolgedessen die Kosten der um ein Jahr höheren Lebenserwartung um rund 3,5 Prozentpunkte überschätzt.

Was bedeuten nun die Modellergebnisse für die künftige Entwicklung des GKV- Beitragssatzes? Allgemein wird ein Anstieg der Lebenserwartung der 60- Jährigen bis 2030 um 1,5 Jahre erwartet, ^[11] was nach der Modellrechnung einer Überschätzung um 5,25 % entspricht. Der Anteil der Rentner an den Leistungsausgaben der GKV beträgt heute rund 43 %. Im Jahre 2030 wird sich der Rentnerquotient etwa verdoppelt haben, wodurch sich der Ausgabenanteil der Rentner auf rund 60 % erhöht. Eine Überschätzung der Ausgaben der GKV für diese Altersgruppe um 5,25 % wirkt sich damit auf die Gesamtausgaben in Höhe von 3,2 % aus.

Die Vernachlässigung des genannten Effekts der "Nähe zum Tod" auf die altersspezifischen Pro-Kopf-Ausgaben führt also zu einer (einmaligen!) Überschätzung der Gesamtausgaben der GKV um 3,2 %. Unter sonst gleichen Umständen wird der Beitragssatz um etwa 0,5 Prozentpunkte überschätzt.

Die Stärke liegt dagegen in der rigorosen Verwendung der Status-quo- Annahme: Welche Entwicklung werden die hier interessierenden Größen nehmen, wenn die bisherige Politik im Gesundheitswesen fortgesetzt wird? Natürlich lässt sich die Entwicklung dieser Größen auf 40 Jahre hinaus nicht mit hinreichender Präzision vorhersagen. Aber die Parameterschätzung anhand von Daten der vergangenen 26 Jahre erlaubt die systematische empirische Isolierung einzelner Einflussgrößen. Darauf aufbauend lässt sich folgende Projektion durchführen: Wie wird sich der Beitragssatz in den kommenden vier Jahrzehnten verändern, wenn sich die exogenen Größen (Einkommen, Altersstruktur, Sterberate, technischer Fortschritt) so entwickeln, wie dies in der Bevölkerungsvorausschätzung des Statistischen Bundesamtes und im PROGNOS-Gutachten angenommen wurde?

Im Hinblick auf das Ziel einer Beitragssatzprognose ist es von primärem Interesse, die Gesamtausgaben zu erklären; deswegen werden für die Schätzgleichung als endogene Variable die realen gesamten Behandlungsausgaben je Mitglied der GKV verwendet. ^[13]

Zu den exogenen Variablen zählt als Erstes das reale beitragspflichtige Einkommen je Mitglied, das die Pro-Kopf-Ausgaben auf zweierlei Weise beeinflussen könnte: zum einen als Indikator für die Nachfrage nach Gesundheitsleistungen, die bei wachsendem materiellem Wohlstand zunehmen dürfte, zum anderen als Proxy für den Produktivitätsfortschritt, soweit er auf Prozessinnovationen basiert und somit die Arbeitsproduktivität erhöht.

Die zweite exogene Variable ist die Altersstruktur der GKV-Mitglieder, gemessen durch den Anteil der über 65-Jährigen an den Mitgliedern. Da, wie oben zitiert, die Gesundheitskosten im letzten Lebensjahr besonders hoch sind, erscheint es zudem sinnvoll, auch den Anteil der gestorbenen Versicherten als erklärende Variable aufzunehmen. Da dieser selbst statistisch nicht vorliegt, wird hilfsweise die Sterbequote in der Gesamtbevölkerung herangezogen, d. h. der Quotient aus der Anzahl der Verstorbenen und der Bevölkerungszahl. Als Trendvariable für den medizinischen Fortschritt dient schließlich das Kalenderjahr, soweit der Fortschritt auf Produktinnovationen basiert und somit die Qualität des betrachteten Gutes "medizinische Behandlung" steigert. Das Kalenderjahr als Proxy für den technischen Fortschritt umfasst somit vor allem die laufende Qualität der medizinischen Behandlung und die Diffusion bereits getätigter Innovationen, die sich nunmehr auf die Gesundheitsausgaben auswirken.

Darüber hinaus wäre es möglich, einzelne wichtige Kostendämpfungsmaßnahmen des Gesetzgebers, wie das Gesundheitsreformgesetz von 1988, als erklärende Variablen zu berücksichtigen. Korrekterweise müssen diese gesetzlichen Eingriffe jedoch als endogene Variablen angesehen werden, da sie jeweils eine Reaktion auf vergangenes Ausgabenwachstum darstellen. Da es vergleichbare Reformen auch in der Zukunft geben dürfte, darf man sie nicht als spezifische Ereignisse eines Jahres modellieren, wenn man eine Projektion des Beitragssatzes mit Hilfe des Modells anstrebt.

Nach den Ergebnissen der Zeitreihenanalyse beträgt die Einkommenselastizität ^[14] der Gesundheitsausgaben 0,4. Die Ausgaben steigen also mit zunehmendem Einkommen, aber nur unterdurchschnittlich, d. h. Gesundheitsleistungen sind danach nicht als "Luxusgüter" anzusehen.

Für die vorliegende Fragestellung zentral sind die Ergebnisse, die den Zusammenhang zwischen den Gesundheitsausgaben, dem demographischen Wandel und dem medizinischen Fortschritt widerspiegeln. Steigt der Anteil der über 65-Jährigen um einen Prozentpunkt, so nehmen die Pro-Kopf- Gesundheitsausgaben um 8 % zu. Die Höhe dieses Effekts mag zunächst überraschen, da dies impliziert, dass ein über 65-Jähriger im Durchschnitt achtmal so hohe Ausgaben verursacht wie ein Jüngerer. Allerdings gilt es zu beachten, dass sich im Untersuchungszeitraum auch die Altersverteilung innerhalb dieser Gruppe in Richtung der höheren Altersklassen verschiebt. Die hier verwendete Altersstrukturvariable nimmt diesen Effekt mit auf.

Die Sterbequote liefert in diesem Ansatz keine zusätzlichen Ergebnisse, der geschätzte Koeffizient ist nicht signifikant. Der Einfluss der Sterbequote, die hier sicherlich nur einen groben Proxy für den Restlebenszeiteffekt der GKV-Versicherten darstellt, dürfte zumindest partiell von der Altersstrukturvariablen aufgefangen werden, da der entsprechende Korrelationskoeffizient zwischen beiden Variablen bei 0,8 liegt.

Die Kosten des technischen Fortschritts in der Medizin, gemessen mit Hilfe des reinen Zeittrends, bewirkten seit 1970 einen Anstieg der Gesundheitsausgaben um 1 % pro Jahr. In dieser Höhe liegt also das jährliche Wachstum der Pro-Kopf-Gesundheitsausgaben aufgrund der Verbesserungen in der Medizin über den durch das steigende Einkommen induzierten Mehrausgaben für Gesundheit.

Auf der Basis der ökonometrischen Schätzung lässt sich eine Projektion der Entwicklung des Beitragssatzes der GKV vornehmen, und zwar unter der Annahme, dass im Modell die zugrunde liegenden Zusammenhänge zutreffend nachgebildet sind.

Der Entwicklung der beitragspflichtigen Einnahmen liegt das obere Szenario des PROGNOS-Gutachtens zugrunde. Zur Preisbereinigung wird der Preisindex für den privaten Verbrauch herangezogen, der sich ebenfalls dem PROGNOS- Gutachten entnehmen lässt. Die demographische Entwicklung entspricht der mittleren Variante der achten koordinierten Bevölkerungsvorausschätzung des Statistischen Bundesamtes. Der medizinisch-technische Fortschritt wird wiederum mit Hilfe des Kalenderjahres approximiert.

Wie Abbildung 2 zeigt, resultiert aus dieser Vorgehensweise ein Beitragssatz von 23,1 % im Jahre 2040. Ausgehend vom heutigen Niveau von durchschnittlich 13,5 % bedeutet dies - verglichen mit dem PROGNOS-Ergebnis (15,5 bis 16 % im Jahre 2040) - einen etwa viermal so starken Anstieg. Zum überwiegenden Teil ist dieses Ergebnis auf die ausgabensteigernden Auswirkungen des medizinischen Fortschritts zurückzuführen. Dagegen hat die erwartete Alterung der Bevölkerung einen vergleichsweise moderaten Einfluss auf die Beitragsentwicklung.

Zwar berücksichtigt PROGNOS auch Fortschrittseffekte im Rahmen seiner Prognose, lässt aber kein Ausgabenwachstum zu, das über die gesamtwirtschaftliche Produktivitätsentwicklung hinausgeht. Die hier durchgeführte Analyse kommt dagegen zu dem Ergebnis, dass der fortschrittsinduzierte Ausgabenanstieg pro Jahr um 1 Prozentpunkt über der Produktivitätsentwicklung liegen dürfte. Nur unter der - unrealistischen - Annahme, dass von dem weiteren medizinisch-technischen Fortschritt keine Kostensteigerungen ausgehen, kommt das Modell zu moderateren Beitragssteigerungen, die mit dem Ergebnis von PROGNOS vergleichbar wären.

Welche Entwicklung der künftige Beitragssatz nehmen wird, bleibt letztlich offen. ^[16] Die Ergebnisse deuten jedoch zumindest auf eine Kluft zwischen dem Niveau der Gesundheitsausgaben, das durch demographische Alterung und technischen Fortschritt zu erwarten ist, und dem Niveau, das mit einem gedeckelten Beitragssatz finanziert werden kann. Wer Beitragssätze über 16 % in der GKV nicht akzeptieren möchte, muss allerdings die Frage beantworten, mit welchen Maßnahmen zur Effizienzsteigerung und Leistungsbegrenzung die Beitragssätze unter den aufgezeigten Rahmenbedingungen auf Dauer niedrig gehalten werden können. Soll der medizinische Fortschritt weiterhin allen Bevölkerungsschichten zugute kommen, ist ein nennenswerter Beitragsanstieg kaum zu vermeiden. Diese Konsequenz sollte die (Gesundheits-)Politik offen zur Diskussion stellen.

[1] Vgl. PROGNOS: Auswirkungen veränderter ökonomischer und rechtlicher Rahmenbedingungen auf die gesetzliche Rentenversicherung in Deutschland. DRV-Schriften, Band 9, Frankfurt am Main 1998.

[2] Vgl. F. Breyer: Zukunftsperspektiven der Gesundheitssicherung. Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Beiheft 8: Die Zukunft des Sozialstaats, 2000, S. 167-199.

[3] PROGNOS: Perspektiven der gesetzlichen Rentenversicherung für Gesamtdeutschland vor dem Hintergrund veränderter politischer und ökonomischer Rahmenbedingungen. DRV-Schriften, Bd. 4, Frankfurt am Main 1995, S. 124.

[4] In den USA stiegen die altersspezifischen Gesundheitsausgaben der Rentner im Zeitraum 1985-95 real um 3,9 % per annum. Vgl. V.R. Fuchs: Provide, Provide: The Economics of Aging. In: T.R. Saving und A. Rattenmaier (Hrsg.), Medicare Reform: Issues and Answers, Chicago (in Druck).

[5] Gezeigt wurde dies zuerst von V.R. Fuchs: Though Much is Taken: Reflections on Aging, Health and Medical Care, Milbank Memorial Fund Quarterly, Vol. 62, 1984, S. 143-166.

[6] So zeigen Untersuchungen von J.D. Lubitz und G.F. Riley (Trends in Medicare Payments in the Last Year of Life, New England Journal of Medicine, Vol. 328, 1993, S. 1093-1096), dass unter den Medicare- versicherten Rentnern in den USA auf jene 5 %, die im letzten Lebensjahr stehen, 27 % der Gesamtausgaben entfallen und somit die Pro-Kopf-Ausgaben 7-mal so hoch sind wie für gleichaltrige Versicherte, die nicht in ihrem letzten Lebensjahr stehen. Eine Relation von 5:1 wird für eine schweizerische Stichprobe gefunden. Vgl. P. Zweifel, S. Felder und M. Meier: Demographische Alterung und Gesundheitskosten: Eine Fehlinterpretation. In: P. Oberender (Hrsg.), Alter und Gesundheit, Baden- Baden 1996.

[7] Eine ähnliche Methode, wenn auch mit anderen Ergebnissen, verwendet E. Knappe: Auswirkungen des demographischen Wandels auf den Gesundheitssektor. In: P. Oberender (Hrsg.), Transplantationsmedizin. Ökonomische, ethische, rechtliche und medizinische Aspekte. Baden-Baden 1995, S. 11-41. Er teilt die GKV-Ausgaben in Ausgaben für Rentner und Ausgaben für Erwerbstätige auf und zerlegt die Änderung des Beitragssatzes in zwei Faktoren: 1. den Anstieg des Rentnerquotienten und 2. den Anstieg der Pro-Kopf- Ausgabenrelation für Rentner und Erwerbstätige. Durch Extrapolation des Trends der Jahre 1977-93 kommt er zu dem Ergebnis, dass für den Zeitraum 1992-2030 der erste Faktor einen Beitragssatzanstieg um 4,1 Prozentpunkte, der zweite Faktor um 3,75 Prozentpunkte ergibt, während beide zusammen den Beitragssatz um 12 Prozentpunkte auf etwa 25 % nahezu verdoppeln.

[8] Vgl. F. Breyer: Lebenserwartung, Kosten des Sterbens und die Prognose der Gesundheitsausgaben. In: Jahrbuch für Wirtschaftswissenschaften, Bd. 50, 1999, S. 53-65.

[9] Vgl. R. Busse, F.W. Schwartz und J.-M. Gf. v.d. Schulenburg: Leistungen und Kosten der medizinischen Versorgung im letzten Lebensjahr. Abschlussbericht. Norddeutscher Forschungsverbund Public Health, Projekt D3, unveröff. Manuskript, Hannover 1996. Zur weiteren Vorgehensweise wurden zwei Annahmen getroffen: Annahme 1: Alle Krankenhaustage im letzten Lebensjahr sowie diejenigen Tage im vorletzten und drittletzten Jahr, die über den Durchschnittswert für die Überlebenden hinausgehen, werden als sterbebedingt betrachtet. Annahme 2: Die Gesamtausgaben für einen Altersjahrgang teilen sich im gleichen Verhältnis auf Überlebende und Sterbende auf wie die Krankenhaustage. Die zweite Annahme bedarf sicher einer Rechtfertigung. Zum einen dürfte diese Annahme den Anteil Sterbender an den Gesamtausgaben der GKV überzeichnen, da Sterbende einen höheren Anteil ihrer Leistungen im Krankenhaus empfangen als Überlebende. Andererseits spiegelt die Anzahl der Tage im Krankenhaus den wahren Behandlungsaufwand für Versterbende vor allem dann nicht korrekt wider, wenn diese einen besonders hohen Anteil an intensivmedizinischen Maßnahmen erhalten. Die beiden dabei auftretenden Fehler wirken sich also in unterschiedlicher Richtung aus. Ob ihre absoluten Beträge gleich groß sind, ist natürlich nicht mit Sicherheit festzustellen. Mit Hilfe der Annahme 1 konnte die altersspezifische Inanspruchnahme an Krankenhaustagen für die beiden Gruppen der "Sterbenden" und der "Überlebenden" getrennt berechnet werden. Innerhalb jeder Altersgruppe wurde dann der Anteil der Krankenhaus- Inanspruchnahmen berechnet, der auf die "Sterbenden" entfällt. Nach Annahme 2 dienten diese Anteilswerte zur Aufspaltung der Gesamtausgaben auf die beiden Gruppen, woraus sich getrennte Alters-Ausgabenprofile für die beiden Gruppen ergeben (Abbildung 1).

[10] Dieser Wert deckt sich mit Berechnungen von K. Beck: Kann der Risikoausgleich unterlaufen werden? Analyse der schweizerischen Ausgleichsformel. Recht & Politik im Gesundheitswesen, Bd. 3, 1997, Tab. 3; dies scheint die oben formulierte Annahme 2 zu bestätigen.

[11] Die Kommission "Fortentwicklung der Rentenversicherung" unterstellte diesen Zuwachs für die Lebenserwartung der 65-Jährigen bei ihren Berechnungen über die Entwicklung des Rentenniveaus bei Einbau eines "demographischen Faktors" in die Rentenformel. Vgl. Bundesministerium für Arbeit und Sozialordnung: Vorschläge der Kommission "Fortentwicklung der Rentenversicherung", Pressemitteilung vom 27.1.1997.

[12] Vgl. F. Breyer und V. Ulrich: Gesundheitsausgaben, Alter und medizinischer Fortschritt: eine Regressionsanalyse. Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, Bd. 220, 2000, S. 1-17.

[13] Für eine ähnliche Vorgehensweise bei der Schätzung vgl. auch T.E. Getzen: Population Aging and the Growth of Health Expenditures. Journal of Gerontology: Social Sciences, Vol. 47, 1992, S. 98-104.

[14] Zu beachten ist, dass die geschätzte Beziehung aufgrund der zahlreichen politischen Eingriffe keine echte Nachfragegleichung darstellt. Zudem handelt es sich nicht um eine Elastizität im Sinne der mikroökonomischen Theorie, da deren Prämissen nicht vorliegen. Es handelt sich eher um eine "empirische" Beschreibung. Zu dieser Diskussion vgl. P.P. Barros: The Black Box of Health Care Expenditure Growth Determinants. Health Economics, Vol. 7^[6], 1998, S. 533-544 und A.G. Blomqvist und R.A.L. Carter: Is Health a Luxury? Journal of Health Economics, Vol. 16^[2], 1997, S. 207-229.

[15] Der gegenläufige Effekt, der sich daraus ergibt, dass sich mit steigender Lebenserwartung weniger Menschen in ihrem letzten Lebensjahr befinden, ist in der Größenordnung von 0,5 Prozentpunkten eher gering und in der Projektion eines Beitragssatzes von 23 % bereits berücksichtigt.

[16] Zumal auch das hier zur Projektion benutzte Regressionsmodell verbessert werden kann.