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«Dissertation zur Erlangung des Grades Doctor of Public Health (Dr. PH) der Fakultät für Gesundheitswissenschaften der Universität Bielefeld ...»

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6.2.1 Funktionsweise Die nachfolgende Tabelle zeigt die Vorgehensweise bei der Sullivan-Methode als Fortführung des Beispiels in Kapitel 6.1. Die ersten drei Spalten sind aus der Sterbetafel von Vaupel in Kapitel 6.1 übernommen. Die Prävalenz (in der vorliegenden Arbeit ist es die Pflegequote) wird mit den gelebten Jahren L(x) zu Jahren mit Pflegebedürftigkeit (Spalte 9) verrechnet. Gelebte Jahre L(x), die nicht in Pflege verbracht werden, sind Jahre ohne Pflegebedürftigkeit (Spalte 10). Im Alter Null kumulieren sich 31 zu lebende Jahre mit Pflegebedürftigkeit, die sich auf 100 Neugeborene zu je 0,31 Jahren Lebenserwartung mit Pflegebedürftigkeit aufteilen. Im Alter Null kumulieren sich 139 zu lebende Jahre ohne Pflegebedürftigkeit und teilen sich auf 100 Neugeborene zu je 1,39 Jahren Lebenserwartung ohne Pflegebedürftigkeit auf. Die Lebenserwartung insgesamt betrug im Beispiel 1,7 Jahre, also die Summe aus DLE(0) und DFLE(0).

Tabelle 14: Beispiel einer Sterbetafel zur Berechnung von DFLE

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Die Eigenschaften von DFLE sind jenen der Lebenserwartung ähnlich: DFLE ist altersstandardisiert. Sie wird in Jahren ausgewiesen. DFLE0 bedeutet durchschnittliche pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung bei Geburt. DFLE0 ist gegenüber anderen Altersstufen x zu bevorzugen, weil sich am Startpunkt der Sterbetafel die Information kumuliert. DFLE kann isoliert stehen; sie zieht aber ihre Aussagekraft aus Vergleichen: Männer gegenüber Frauen, 1999 gegenüber 2007, Brandenburg gegenüber Deutschland usw.

Pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung erscheint als eine Art von Dauer, ist aber (genau wie die Lebenserwartung) keine längsschnittliche Information, nur ein Ersatz dafür. Es handelt sich wieder um eine „Übersetzung“ des Längsschnittproblems in ein leichter handhabbares Querschnittsproblem.

6.2.2 Kritik an der Prävalenzbasierung von DFLE In der Kritik an DFLE nach Sullivan wird stets hervorgehoben, dass diese Methode prävalenzbasiert arbeitet. Die Beobachtung von Prävalenzen allein lässt nicht viele Schlüsse zu. „One cannot conclude from reductions in the prevalence of disability in old age whether disability has been postponed through decreases in incidence, through increases in recovery, or through changes in the mortality of the disabled or nondisabled … Changes in any or all of these dynamic forces could be the explanation” (Crimmins et al. 2009:627). Andere Konzepte verarbeiten daher nicht Prävalenzen, sondern Übergänge zwischen Zuständen, hauptsächlich Inzidenzen, Genesungsraten und zustandsabhängige Sterberaten. Von besonderer Bedeutung ist die Mehrzustandstafel, die als besonders realitätsnah und vom methodischen Standpunkt als eindeutig überlegen gilt. Die Mehrzustandstafel verarbeitet außer den Zuständen „gesund“ und „tot“ potenziell mehrere Morbiditätszustände. Die Morbiditätszustände werden als umkehrbar modelliert. „It is theoretically attractive because it is based on transition rates that represent current health conditions (like the mortality based period life table); it allows transitions in both directions between all states except death; it allows death rates to differ by health state; and it allows conditional health expectancies to be calculated for people in a specified state at a given age” (Mathers 2002:188). Die Mehrzustandstafel liefert ebenfalls eine Art von DFLE, aber mit dem großen Vorzug, dass sich Veränderungen von DFLE in verschiedene Effekte dekomponieren lassen. Das heißt, im Zeitvergleich kann man die Trends von Inzidenz, Genesung und zustandsabhängiger Sterblichkeit einzeln darstellen (so z.B. bei Crimmins et al. 2009). Mit Prävalenzen ist das nicht möglich. Eine Prävalenz steigt oder sinkt, aber man weiß nicht warum. Hier besteht ein Dilemma für die Forschung.

Mehrzustandstafeln erzielen detailliertere Ergebnisse, erfordern aber die selten verfügbaren Längsschnittdaten. DFLE nach Sullivan ist zwar grob, arbeitet aber mit Prävalenzen, die tendenziell leichter, preiswerter und oft aus größeren Stichproben zu beschaffen sind.

Einmal abgesehen vom Grad an Detailliertheit lässt sich noch eine andere Frage stellen. Erzielen Mehrzustandstafel und Sullivan-Methode grundsätzlich die gleichen Ergebnisse in der Kennzahl DFLE? In einer Simulationsstudie von Barendregt/ Bonneux/Van der Maas 1994 zeigte sich, dass die Sullivan-Methode und die Mehrzustandstafel dann übereinstimmende Ergebnisse liefern, wenn die Übergangsraten (Inzidenzen, Sterblichkeit) konstant („stationär“) sind. In Phasen sich ändernder Übergangsraten dagegen weichen die Ergebnisse der zwei Messkonzepte voneinander ab. Es gibt interessante Parallelen zwischen dieser Simulation und den Studien zur Verzerrung der Lebenserwartung (siehe Kapitel 6.1). Es wird – ähnlich wie bei Vaupel 2008b – ein Szenario konstruiert, bei dem der Forscher weiß, was die Kennzahl anzeigen müsste. Die Erwartung wird konfrontiert mit der Beobachtung, also dem, was die Kennzahl tatsächlich anzeigt. In dem Szenario von Barendregt/ Bonneux/Van der Maas 1994 geht es um die (fiktive) Rettung von Infarktpatienten durch eine medizinische Innovation, also um den Übergang zu neuen Sterblichkeitsverhältnissen bei gleichbleibender Inzidenz. Es zeigt sich, dass nach dem abrupten Übergang zu einer niedrigeren Infarktletalität nur die Mehrzustandstafel den erwarteten Wert an DFLE wiedergibt, während DFLE nach Sullivan den erwarteten Wert weit übersteigt. Es braucht in der Simulation Jahrzehnte, bis die Sullivan-Methode unter den neuen Überlebensverhältnissen den „richtigen“ Wert erreicht. Es braucht so lange, weil sich die Prävalenz der Herzkrankheit den neuen Verhältnissen erst nach und nach anpasst: Konstante Inzidenz und verringerte Sterblichkeit ergeben mit gewisser Verzögerung eine höhere Prävalenz. Barendregt/ Bonneux/Van der Maas erklären dieses Defizit der Sullivan-Methode damit, dass sie Bestands- und Bewegungsdaten (stock and flow) vereinigt. Die Sterblichkeit als Bewegungsdatum ist leicht veränderlich. Die Prävalenz von Morbidität als Bestandsmaß ist beharrender und quasi historisch gewachsen. Das Fazit der Autoren, die Sullivan-Methode nicht für Zeitreihen zu verwenden und unbedingt Mehrzustandstafeln vorzuziehen, wurde in nachfolgenden Arbeiten relativiert, u.a. von Mathers/Robine 1997. Sie stellen die Ergebnisse von Sullivan und Mehrzustandstafel in mehreren Szenarien gegenüber und kommen zu der Schlussfolgerung, dass DFLE nach Sullivan nur bei plötzlichen starken Veränderungen von Übergangsraten nennenswert von der Mehrzustandstafel abweicht. „The Sullivan method is not capable of detecting a sudden change in disability transition rates, but it provides a very good estimate of the multistate value if there are smooth and relatively regular changes over the longer term” (Mathers/Robine 1999:86). Unter der Bedingung allmählicher und gleichmäßiger Veränderungen der Übergangsraten ist die Sullivan-Methode einsetzbar. Was bedeutet das für die Pflegebedürftigkeit? Es sind keinerlei abrupte Veränderungen im betrachteten Zeitraum bekannt (siehe Kapitel 5.4). Die Inzidenz sank allmählich (siehe Kapitel 5.5.2). Über die Veränderung der Genesungsrate weiß man nichts. Da Genesungen jedoch vergleichsweise selten sind (siehe Kapitel 3.5), fällt dieser Punkt nur wenig ins Gewicht. Von großem Gewicht ist hingegen die Sterblichkeit der Pflegebedürftigen. Man kann nur mutmaßen, aber nicht belegen, dass sich die Sterblichkeit im Untersuchungszeitraum weder stark erhöht noch stark gesenkt hat.





6.2.3 Kritik an der Dichotomie DFLE nach Sullivan verwendet stets ein dichotomes Kriterium für Gesundheit/NichtGesundheit. Morbiditätszustände, so auch Behinderungen in den Aktivitäten des täglichen Lebens, weisen oft aber ein Kontinuum an Ausprägungen auf. Willkürlich gesetzte Dichotomien bringen also Informationsverlust mit sich. „Dichotomous valuations make the measure extremely sensitive to variation in the arbitrary threshold definition” (Murray/Salomon/Mathers 2000:985). Wenn man bedenkt, dass sich Bevölkerungsgesundheit auch durch die Umverteilung von Schweregraden verändert, dann wird klar, wie ungünstig sich ein solcher Informationsverlust auswirken muss.

Die Nachricht, dass sich ein dichotom gemessener Zustand ausbreitet, verändert sich grundlegend, wenn gleichzeitig eine Milderung des Schweregrades zu erkennen ist. (Das ist der Grundgedanke des dynamischen Gleichgewichts, Manton 1982, siehe Kapitel 2.3.) DFLE-Trends können, wenn sie nicht von Informationen über den Schweregrad flankiert werden, geradezu in die Irre führen. Barendregt (2003:258) hält z.B. die weit verbreitete DFLE-basierte Vorstellung, dass Frauen einen größeren Teil ihres Lebens in Behinderung verbringen als Männer, für ein Artefakt, für eine Auswirkung von dichotomen Behinderungskriterien. Frauen seien möglicherweise häufiger, dafür aber leichter behindert als Männer.

Milderungen lassen sich nicht unter Prävalenzsenkungen subsumieren und Verschlechterungen nicht unter Prävalenzsteigerungen. Um Verschiebungen im Schweregrad aufzuspüren, ist es gute Praxis (obgleich in Deutschland meist vernachlässigt), DFLE mit verschiedenen Schweregraden zu berechnen und die Ergebnisse zu kontrastieren. Es kommt weniger darauf an, wie die Abstufungen im Einzelnen definiert sind, sondern dass es überhaupt Abstufungen gibt. Eine beliebige Ausprägung zwischen „ja“ und „nein“ macht es leichter, eine Verschiebung zu erkennen bzw.

schützt davor, eine Verschiebung zu übersehen. Der Schweregrad von Pflegebedürftigkeit, operationalisiert über die Pflegestufen, erhält daher in dieser Arbeit breiten Raum.

Es gibt alternativ zu DFLE verwandte Methoden, die die Dichotomie überwinden, so z.B. health-adjusted life expectancy (HALE) und disability-adjusted life expectancy (DALE). Im Folgenden werden sie kurz beschrieben. HALE (Berthelot 2003) lässt sich analog der Sullivan-Methode auf einer Periodensterbetafel aufbauen14. Der Unterschied zu Sullivan besteht darin, dass bei HALE für jedes Alter x nicht eine Prävalenz, sondern ein Gewicht an die entsprechende Zeile der Sterbetafel geknüpft wird.

Dieses Gewicht nimmt bei völliger Gesundheit den Wert 1 an, bei Tod den Wert Null.

Die zu lebenden Jahre der Sterbetafel werden mit diesem Gewicht zu gesunden Jahren (HAL) ausmultipliziert, kumuliert und schließlich durch die Überlebenden geteilt.

Analog zu DFLE ergibt HALE eine gesunde Lebenserwartung in Jahren, und die Differenz zwischen LE und HALE stellt ein Maß für die Dauer der nicht-gesunden Zeit dar. Tabelle 15 zeigt das Prinzip, wie es Berthelot 2003 erläutert, mit fiktiven Gewichten, aufbauend auf der schon bekannten Sterbetafel von Vaupel.

HALE kann auch aus einer Mehrzustandstafel gewonnen werden, mit entsprechend höheren Datenanforderungen.

Tabelle 15: Beispiel einer Sterbetafel zur Berechnung von HALE

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Obwohl diese Technik leicht zu verstehen und von der Sullivan-Methode nicht sehr verschieden ist, bietet sie keine Alternative für die Bearbeitung von Pflegebedürftigkeit in der vorliegenden Arbeit, denn die Gewichte für HALE stammen aus einer umfassenden Bewertung des Gesundheitszustandes. Berthelot erwähnt den Health Utilities Index (HUI III) sowie EuroQol als Instrumente, die den Gesundheitszustand bzw. die gesundheitsbezogene Lebensqualität von Individuen zu einer einzelnen Zahl verdichten und sich in großen repräsentativen Erhebungen auf der jeweiligen Altersstufe aggregieren lassen. Das (umfassende) Maß für gesundheitsbezogene Lebensqualität kann man nicht durch ein spezielles Kriterium wie Pflegebedürftigkeit ersetzen. (Auch wenn Lebensqualität und Pflegebedürftigkeit zusammenhängen mögen, können Pflegebedürftige eine hohe oder niedrige Lebensqualität haben, und Nicht-Pflegebedürftige ebenso.) Das Konzept DALE ist aus DALY, disability-adjusted life years, hervorgegangen.



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