Zusammenfassung
Der Beitrag analysiert die Angebotsseite des Pflegezusatzversicherungsmarktes, indem er die Bepreisung sowie den Umfang von geförderten und ungeförderten Pflegetagegeldversicherungen für drei Altersgruppen vergleicht. Grundlage ist dabei ein Pflegemodell, das auf Routinedaten einer gesetzlichen Krankenversicherung (AOK-Plus) beruht. Die Ergebnisse des Beitrags zeigen, dass die geförderten Pflegezusatzversicherungen in ihrem Versicherungsumfang wesentlich eingeschränkter sind als die Versicherungen, die im ungeförderten Marktsegment angeboten werden. Gleichzeitig gestaltet sich das Verhältnis der barwertigen Versicherungsleistungen und Versicherungsprämien für den geförderten Pflegezusatzversicherungsmarkt wesentlich unattraktiver als für den ungeförderten. Zusammengenommen deuten diese Ergebnisse darauf hin, dass Versicherungsunternehmen in den Altersgruppen ab 45 Jahren im geförderten Marktsegment mittels eines hohen Kapitalpuffers sowie eines gleichzeitig reduzierten Leistungsumfangs versuchen, ihr eigenes Risiko einzudämmen, da sie von einem selektierten Versichertenpool ausgehen. Ein Marktversagen aufgrund adverser Selektion scheint daher nahezuliegen. Darüber hinaus zeigen die Ergebnisse, dass sowohl die ungeförderten als auch die geförderten Pflegezusatzversicherungen aufgrund der Unisex-Tarifierung für Frauen wesentlich attraktiver sind als für Männer. Da sich dies jedoch nicht in einer höheren Nachfrage der Frauen niederschlägt, scheinen auch nachfragebedingte Faktoren dazu beizutragen, dass die Verbreitung von Pflegezusatzversicherungen insgesamt gering ausfällt.
Abstract
This study analyzes the supply side of the private German long term care insurance market. It compares loads and comprehensiveness of subsidized and unsubsidized insurance policies for three age groups. The results show that subsidized insurance policies are less comprehensive than unsubsidized insurance policies. In addition the premiums of subsidized policies are marked up substantially above expected benefits compared to unsubsidized policies. All in all these results indicate market failure due to adverse selection within the subsidized private long term care insurance market. Furthermore, the results show that due to unisex pricing, private long term care policies are in general more attractive to women than to men. As this is not reflected in demand, other factors than supply side failure seem to contribute to an overall low demand for private long term care insurance policies.
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Notes
Die Verteilung der Pflegekosten ist dabei rechtsschief und hängt maßgeblich mit der Überlebenszeit in der Pflege sowie dem Pflegearrangement zusammen.
Vgl. Häcker und Hackmann (2012, S. 1435).
Vgl. Zok (2011, S. 3).
Vgl. Verband der privaten Krankenversicherung (2013, S. 92).
Vgl. BMG (2012, S. 6).
Vgl. Brown und Finkelstein (2007, S. 1968 ff.).
Vgl. Norton (2000, S. 975 ff).
Die reale Steigerung der Leistungen der SPV betrug zwischen 1996 und 2015 nur 0,4 % jährlich. Vgl. Rothgang (2012, S. 248).
Vgl. Norton (2000, S. 975 ff.).
Diesem Argument kann jedoch entgegengestellt werden, dass auf eine zusätzliche Absicherung bewusst verzichtet wird, da Eltern die Hilfe ihrer Kinder einfordern wollen.
Dieses Argument dürfte ebenfalls erst ab einem höheren Alter eine Rolle spielen, da das Ende der fertilen Phase für Frauen erst ab ca. 45 Jahren erreicht ist.
Vgl. Brown und Finkelstein (2008, S. 1100).
Vgl. Norton (2000, S. 975 ff.).
Vgl. Verband der privaten Krankenversicherung (2013, S. 35).
Vgl. Stiglitz und Weiss (1981, S. 393).
Vgl. Rothschild und Stiglitz (1976).
Vgl. hierzu Finkelstein et al. (2005). Eine zweite Form von dynamischen Vertragsproblemen kann dadurch entstehen, dass Versicherungen systematische Risiken wie bspw. die Dynamik der zukünftigen Pflegekosten nicht diversifizieren können. Als Folge dessen sind unbegrenzte Vollkostenversicherungen der Pflege kaum auf dem Versicherungsmarkt zu finden. Vgl. Cutler (1996).
In den Vereinigten Staaten findet die Absicherung der ersten 100 Tage in Pflege über Medicare (über 65-Jährige) bzw. die private Krankenversicherung (unter 65-Jährige) statt. Um nach diesen 100 Tagen eine Absicherung des Pflegerisikos sicherzustellen, ist der Abschluss einer privaten Pflegeversicherung notwendig. Der Pflegeversicherungsmarkt in den USA unterscheidet sich daher grundlegend von Deutschland, da die SPV für eine unlimitierte Zeitspanne anteilig die Kosten der Pflege übernimmt. Erst für den Fall einer geprüften Bedürftigkeit werden die Pflegekosten in den USA von Medicaid übernommen. Für weitere Details vgl. auch: http://longtermcare.gov/.
Vgl. Mitchell et al. (1999, S. 1309 f.).
Vgl. Verband der privaten Krankenversicherung (2015, S. 6 ff.).
Rund 90 % aller Pflegezusatzversicherungen sind Pflegetagegeldversicherungen. Vgl. Verband der privaten Krankenversicherung (2013, S. 35).
Mitunter führt dies dazu, dass Personen mit bestimmten Krankheitsbildern (bspw. Parkinson, HIV, Leberzirrhose) keinen Versicherungsvertrag erhalten. Vgl. Rothgang et al. (2012, S. 44).
Vgl. Verband der privaten Krankenversicherung (2015, S. 8).
Vgl. Verband der privaten Krankenversicherung (2015, S. 10).
Wie Akerlof ausführt, existieren drei Voraussetzungen, die ein Marktversagen auf Grund von adverser Selektion begünstigen. Diese sind das Vorhandensein von unterschiedlichen Risiken in einer Population, die Kenntnis der Nachfrageseite über das eigene Risiko sowie die Unmöglichkeit des Versicherers, die Risiken adäquat zu beziffern. Alle drei Voraussetzungen scheinen bei den geförderten Tarifen erfüllt zu sein. Vgl. hierzu auch Rothgang et al. (2013, S. 30).
Vgl. Weiss Ratings Inc. (2002).
Rund 7 % der mittleren Verweildauer wird in Pflegestufe III verbracht. Vgl. Ehing et al. (2015).
Sechs der Dreizehn ungeförderten Tarife sehen hingegen eine Beitragsfreistellung im Leistungsfall vor. Diese Beitragsfreistellungen werden im Folgenden berücksichtigt. Vgl. Stiftung Warentest (2013).
Die AOK-Plus ist eine gesetzliche Krankenversicherung mit Hauptsitz in Dresden. Sie betreut ca. 2,7 Mio. Versicherte, die hauptsächlich in Sachsen und Thüringen wohnen. Für weitere Informationen vgl. www.aokplus-online.de.
Da die Demenzdiagnosen auf ambulanten ärztlichen Diagnosen beruhen, wird im Modell unterstellt, dass ab dem Zeitpunkt der ersten ambulanten Demenzdiagnose ein Anspruch auf Pflegestufe 0 besteht. Durch diese großzügige Auslegung wird der Bezugskreis für die Pflegestufe 0 sehr wahrscheinlich überschätzt. Vgl. hierzu Ehing und Hagist (2015).
In den Daten der AOK-Plus werden Pflegeunterbrechungen, die größer als 90 Tage sind, als ein Aussetzen der Leistungen der SPV markiert (vgl. Ehing et al. (2015)). Vorliegendes Modell berücksichtigt daher auch diesen Personenkreis. Annahme ist dabei, dass diese Personen ebenfalls keine Leistungen der Pflegezusatzversicherungen erhalten, jedoch beitragsfrei gestellt werden. Die Sensitivität dieser Annahme in Bezug auf die weiteren Ergebnisse ist jedoch gering, da Pflegeunterbrechungen kaum eine Rolle spielen (vgl. Abb. 8).
Im Detail wird für jeden einzelnen Versicherungstarif eine separate Ladung berechnet. Der Durchschnitt dieser 16 (13) Ladungen für die (un-)geförderten Tarife wird dann im Folgenden berichtet.
Für die Modellierung der Versicherungskündigungen wird eine neue Gruppe („Storno“ s = 11) in das Modell eingeführt (vgl. hierzu auch Appendix a). Die Leistungen \(B_{t,11}\) sowie die Prämien \(P_{t,11}\) dieser Gruppe sind null. Die Ladung ergibt sich dann als: \(Ladung=1-\frac{\sum \limits_{t=0}^{T}\sum \limits_{s=1}^{11}\left (\frac{Q_{t,s}*B_{t,s}}{\left (1+i\right )^{t}}\right )}{\sum \limits_{t=0}^{T}\sum \limits_{s=1}^{11}\left (\frac{Q_{t,s}*P_{t,s}}{\left (1+i\right )^{t}}\right )}\).
Die Berechnung des Barwerts der Versicherungsleistungen in Gl. 2 ändert sich im Szenario mit Versicherungskündigungen analog. Hingegen wird beim Barwert der verbleibenden Pflegekosten in Gl. 2 davon ausgegangen, dass auch jene Personen, die die Versicherung gekündigt haben, in Pflege kommen und somit verbleibende Pflegekosten haben.
Die Modellierung des Wartezeitraums (WZ) erfolgt durch Freistellung dieses Zeitraums von Leistungen bei gleichzeitiger weiterer Bezahlung der Prämien: \(Ladung=1-\frac{\sum \limits_{t=0}^{WZ}\sum \limits_{s=1}^{10}\left (\frac{Q_{t,s}*0}{\left (1+i\right )^{t}}\right )+\sum \limits_{t=WZ}^{T}\sum \limits_{s=1}^{10}\left (\frac{Q_{t,s}*B_{t,s}}{\left (1+i\right )^{t}}\right )}{\sum \limits_{t=0}^{T}\sum \limits_{s=1}^{10}\left (\frac{Q_{t,s}*P_{t,s}}{\left (1+i\right )^{t}}\right )}\) .
Die Aufteilung des Zählers bei der Berechnung des Umfangs in Gl. 2 erfolgt analog.
Die Berücksichtigung von Steigerungen der Versicherungsleistungen erfolgt über eine Modifikation des Diskontierungszinssatzes. Angenommen wird dabei, dass sowohl Prämien wie auch Leistungen mit der gleichen Wachstumsrate g dynamisiert werden. Der Abzinsungsfaktor in Gln. 1 und 2 ergibt sich dann als: \(\left (\frac{1+g}{1+i}\right )^{t}\).
Vgl. Brown und Finkelstein (2007, S. 1974). Im Weiteren wird ebenfalls der Durchschnitt dieser 16 (13) Umfänge dargestellt.
Folgende Selbstbehalte ergeben sich: Pflegestufe 0 = 244 €, Pflegestufe I ambulant = 244 €, Pflegestufe II ambulant = 384 €, Pflegestufe III ambulant = 453 €, Pflegestufe I stationär = 832 €, Pflegestufe II stationär = 1038 €, Pflegestufe III stationär = 1256 €. Vgl. hierzu auch Ehing et al. (2015).
Vgl. DAV (2013, S. 7).
Vgl. Rothgang (2012, S. 248).
Vgl. Bafin (2014).
Vgl. Brown und Finkelstein (2007, S. 1979).
So liegen die Ausgaben (Einnahmen) des geförderten Tarifs in Abb. 4 im Barwert (i = 3,5 %) bei 372 (579) Mio. Euro. Für den Fall der Versicherungsaustritte fallen Sie auf 188 (390) Mio. Euro ab. Bei den ungeförderten Tarifen liegt der Barwert der Ausgaben (Einnahmen) ohne Versicherungsaustritte bei 736 (812) Mio. Euro. Sie fallen bei einer Stornowahrscheinlichkeit von 5 % auf 373 (546) Mio. Euro ab.
Das relativ starke Absinken des Umfangs ist dadurch bedingt, dass jährlich 5 % der „gesunden“ Personen (s = 1) aus der Versicherung ausscheiden und im Modell in die Gruppe s = 11 „Storno“ wechseln. Die Gruppe „Storno“ wird im weiteren Modellverlauf dann jedoch nicht vernachlässigt, sondern mit der jeweiligen Pflegewahrscheinlichkeit fortgeschrieben. Dies bedeutet, dass auch jene Personen, die die Versicherung gekündigt haben, pflegebedürftig werden können. Da nach der Stornierung jedoch kein Anspruch mehr auf Leistungen der Pflegezusatzversicherung besteht, erhöht diese Gruppe bei der Berechnung des Umfangs nur noch den Nenner von Gl. 2 nicht jedoch den Zähler. Der Umfang sinkt hierdurch ab. Anzumerken ist, dass das Absinken des Umfangs im Szenario mit Versicherungsaustritten alleine auf diesen Effekt zurückgeht. Würde die Gruppe „Storno“ im Modell nicht weiter verfolgt, bliebe der Umfang im Szenario mit Versicherungsaustritten konstant.
Der altersspezifische Vergleich ist jedoch extrem zinssensitiv. So steigen die Ladungen mit dem Alter an, sobald ein niedrigerer Zins als 2,75 % unterstellt wird. Dieser Umstand ist dem Fakt geschuldet, dass bei einem Versicherungsabschluss mit 45 Jahren mit (1+i)^40 abgezinst wird. Selbst kleine Zinsänderungen haben dadurch eine extrem große Hebelwirkung.
Für neu abgeschlossene Verträge in der PKV ist dieser Rechnungszins möglich. Vgl. DAV (2013, S. 9).
Vgl. Stiftung Warentest (2013, S. 77).
Zur Berechnung wurden für jedes Geschlecht jeweils eigene Populationsmodelle geschätzt.
So beträgt der Anteil der stationären Pflege an der durchschnittlichen Verweildauer in der Pflege bei den Frauen (Männern) 35 (24) %. Vgl. Ehing et al. (2015).
Daten zu den ungeförderten Verträgen konnten vom PKV-Verband leider nicht bereitgestellt werden.
Vgl. Brown und Finkelstein (2007, S. 1984).
Da die Daten der AOK-Plus nach 96 Monaten enden, werden die Pflegeverläufe danach mit den durchschnittlichen Wahrscheinlichkeiten des letzten Jahres in der Pflege fortgeschrieben. Vgl. hierzu auch Ehing et al. (2015).
Für die Modellierung der Szenarien mit Versicherungsaustritten werden die Gln. 3–6 ergänzt bzw. modifiziert: \(\textit{Neue Pflegef\"{a}lle}_{a}=\left (\textit{Gesunde}_{a}*\left (1-\textit{Stornowkt.}\right )\right )*\textit{Pflegeinzidenz}_{a}\) (3′). Die Gruppe der Personen, die die Versicherung im Alter a kündigen, ergibt sich als \(Storno_{a}=Gesunde_{a}*Stornowkt.\) (9).
Vgl. Ehing und Hagist (2015).
Literatur
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Danksagung
Ein besonderer Dank für die Bereitstellung der Daten geht an die AOK-Plus und dabei insbesondere an Frau Ines Krause. Ebenso bedanke ich mich bei Tobias Hackmann und Jasmin Häcker für die Bereitstellung der Pflegeverläufe für die unter 60-Jährigen. Für hilfreiche Hinweise bedanke ich mich bei Stefan Moog, Christoph Metzger, Florian Kuhlmey und Rene Petilliot. Für die finanzielle Förderung dieser Studie bedanke ich mich bei der IDEAL Lebensversicherung a.G. Für alle verbleibenden Fehler zeichnet der Autor verantwortlich.
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Anhang
Anhang
1.1 Beschreibung des Populationsmodells
Das Populationsmodell, welches mit einer Startpopulation von 100.000 Personen operiert, wird durch die Gln. 3–8 beschrieben. In jedem Alter a wird dabei zunächst die Anzahl der „Gesunden“ mit der Pflegeinzidenz multipliziert, um so die entsprechenden Pflegeeintritte zu erfassen (Gl. 3; Abb. 6). Diese Pflegefälle, die im Alter a neu in die Pflege eingetreten sind, stellen dann innerhalb des Modells eine geschlossene Population dar, die monatsweise (Index t) gemäß Gl. 5 fortgeschrieben wird. Die Zahl der überlebenden Pflegefälle im Monat t+1 ergibt sich dabei aus der Multiplikation der Überlebenswahrscheinlichkeiten der einzelnen Pflegestufen mit der Anzahl der Pflegepersonen in den jeweiligen Pflegestufen. Die überlebenden Pflegefälle aus Monat t werden dann auf die jeweiligen Pflegestufen in Monat t+1 verteilt.Footnote 50
Pflegeinzidenzen, a Männer, b Frauen. Sowohl die Pflege- als auch die Demenzinzidenzen der AOK mussten über einem Alter von 95 Jahren sowie unter einem Alter von 60 Jahren durch lineare Interpolation ergänzt werden. (Eigene Berechnungen, DAV 2008)
Da auch der Tod ohne eine vorherige Pflegestufe möglich ist, erfasst Gl. 4 all jene Personen, die ohne eine vorige Pflegestufe im Alter a sterben. Gl. 6 ermittelt abschließend die Anzahl der „Gesunden“ zu Beginn des Alters a+1. Die Berechnung erfolgt dabei als Restgröße all jener Personen, die zu diesem Zeitpunkt nicht in Pflege oder tot sind. Footnote 51
- # =:
-
Anzahl der Personen
- PS =:
-
Pflegestufe
- U.Br. =:
-
Pflegeunterbrechung
- a =:
-
Index für das Alter
- t =:
-
Monatsindex
Die Dementen ohne eine Pflegestufe sind in den Gln. 7 und 8 modelliert und werden im Modell selbst als eine Untergruppe der „Gesunden“ betrachtet. Gl. 7 bestimmt dabei zunächst die Anzahl aller neuen Demenzeintritte im Alter a (Abb. 7). Wie schon bei den Pflegefällen werden die Dementen im Alter a dann als eine geschlossen Population betrachtet und monatsweise gemäß Gl. 8 fortgeschrieben.Footnote 52 Mithin ergibt sich somit für jeden Monat nach dem Start der Simulation eine Anzahl von Personen, die keine Pflegestufe erhält, aber nach der hier vorgenommenen Definition dement und somit bezugsberechtigt für Pflegestufe 0 ist.
Demenzinzidenzen. (Eigene Berechnungen)
Pflegeverläufe der über 65-Jährigen im Modell, a Männer, b Frauen. (Eigene Berechnungen)
Insgesamt besehen, erlaubt das vorliegende Modell in jedem Monat nach Simulationsstart eine Aufstellung der relevanten Personengruppen für die untersuchten Pflegetarife. Mittels einer weiteren Unterteilung der Pflegepersonen aus Gl. 5 in ambulante und stationäre Fälle können dabei auch solche Tarife untersucht werden, die ihre Leistungen in der ambulanten und stationären Pflege auftrennen.
Einschränkend bleibt zu erwähnen, dass das vorliegende Modell auch milde Demenzdiagnosen in die Gruppe der Dementen ohne Pflegestufe (Pflegestufe 0) einordnet.Footnote 53 Dadurch kann es zu einer Überschätzung der bezugsberechtigten Dementen in Pflegestufe 0 kommen.
