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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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Die hier verwendeten Sterbetafeln wurden für den Zweck dieser Arbeit zweijährig angelegt, aufgrund der folgenden Überlegung: Wenn die Pflegebedürftigen am Jahresende des Jahres 1999 erhoben werden, welche Sterbefälle (welches Zeitraumes) gehören dann sinnvollerweise zu diesem Datum? Man könnte sich für die des Jahreszeitraumes 1999 entscheiden, aber auch für die des Folgejahres 2000, denn diese sind genauso weit vom Stichtag entfernt wie die aus 1999. Die Entscheidung fällt in dieser Arbeit für beide Jahre, was dem Forschungsproblem am besten entspricht und zusätzlich eine Glättung der Sterbetafel bewirkt. Damit ist die Pflegequote für jedes Berichtsjahr symmetrisch eingebettet in die Sterblichkeit des Jahreszeitraums davor und des Jahreszeitraums danach. Die zeitliche Zuordnung der verschiedenen Datenbestände zueinander wird aus Abbildung 19 ersichtlich.

Abbildung 19: Datenbasis für die DFLE-Berechnung des Berichtsjahres 1999

Schematische Darstellung des verwendeten Zeitbezuges am Beispiel 1999:

Bestandsdaten zum Ende des Berichtsjahres Bewegungsdaten des Berichts- und Folgejahres

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31.12.1999 Quelle: eigene Darstellung Hilfsmittel bei der Datenverarbeitung war eine Excel-Mappe (Statistik Bremen 2010), die die Gesundheitsberichterstattung in Deutschland für die DFLE-Berechung in den Bundesländern zur Verfügung stellt (siehe Kapitel 3.5). Sie wird hier, wie oben erläutert, mit abgewandelter Datenbasis verwendet: Die Pflegebedürftigen am Jahresende des Berichtsjahres sind auf den Bevölkerungsstand am Jahresende des Berichtsjahres bezogen; die Sterbefälle und die durchschnittliche Bevölkerung stammen aus dem Berichts- und dem Folgejahr.

Das Kalkulationsschema befindet sich im Anhang dieser Arbeit. Sterbefälle und Pflegequoten gehen in einzelnen Altersjahren (mit der obersten Altersgruppe 90 Jahre und älter) in die Sterbetafel ein. Die Spalte q(x) (Sterbewahrscheinlichkeit im Alter

x) wird nach der Methode von William Farr (1807-1883) berechnet. Diese Methode ist international besonders verbreitet, da sie vergleichsweise geringe Datenanforderungen stellt. In Deutschland scheint sie zwischenzeitlich vernachlässigt worden zu sein, weil die Datenlage genauere Verfahren erlaubte (Flaskämper 1962:365-366);

sie wird aber aktuell wieder verwendet24. Die Formel für die Sterbewahrscheinlichkeit nach Farr lautet bei Vorliegen von einzelnen Altersjahren x Gestorbene( x ) q(x) = (1  a( x )) * Gestorbene( x )  durchschnittlicheBev öl ker ung ( x ) Der Wert a(x) ist eine Schätzung dafür, wie viel Zeit ein im Alter x Gestorbener durchschnittlich vom Jahr erlebt hat. Die Formel lässt sich durch Division von Zähler und Nenner durch die durchschnittliche Bevölkerung(x) umformen (Newell 1988:69).

Es ergibt sich (gleichbedeutend), die international bekannte und gebräuchliche Formel Sterberate ( x ) q(x) = 1  (1  a( x )) * Sterberate ( x ) Der Wert für a(x) wird im verwendeten Kalkulationsschema auf 0,5 gesetzt für alle x0, was einer anerkannten Daumenregel entspricht (Preston/Heuveline/Guillot 2008: 46). Komplizierter verhält es sich mit dem Wert a(0): Gestorbene im ersten Lebensjahr erleben durchschnittlich deutlich weniger als ein halbes Jahr, in Deutschland zwischen 0,1 und 0,2 Jahre. Im hier verwendeten Kalkulationsschema wird a(0) jeweils der amtlichen Sterbetafel entnommen, also einer externen Quelle (StBA 2009a).

Auch die Restlebenserwartung e(90) der obersten Altersgruppe kann im Rahmen des Kalkulationsschemas nicht selbst berechnet werden und wird daher aus der amtlichen Sterbetafel hinzugezogen. Es ergibt sich jeweils ein e(90) ≈ 4.

Im Auswertungsschritt 7 – Regionalisierung - werden SMR-Ergebnisse auf der Ebene der 16 Bundesländer ausgewiesen. Die SMR-Berechnung erfolgt analog zum Der Wert von q(0) wird in der amtlichen Statistik nach der aufwändigeren Geburtsjahrmethode von Rahts berechnet, während alle anderen q(x) nach Farr berechnet werden (StBA 2009d:3).

ersten und zweiten Auswertungsschritt. Die SMR der Bundesländer ermöglichen es, Deutschland in drei Regionen zu teilen und somit den Aufwand der regionalisierten DFLE-Berechnung (von 16 Ländern auf nur 3 Regionen) zu begrenzen. Die drei Regionen bilden sowohl drei Cluster hoher, mittlerer und niedriger Pflegebedürftigkeit als auch jeweils zusammenhängende Flächen („Nordosten“, „Mitte“, „Südwesten“).

In die DFLE-Berechnung gehen die Pflegestufen insgesamt ein. (Es erfolgt kein zusätzlicher Nachweis der Pflegestufen II+III). Anstelle von Einzelaltersjahren werden Altersgruppen von fünf Jahren verwendet (Ausnahme: unter 1 Jahr, 1 bis unter 5 Jahre), mit der obersten Altersgruppe 90+. Die Altersgruppen sind leichter verfügbar, verändern die Ergebnisse aber kaum, wie man sich durch eine Gegenüberstellung einer einjährigen mit einer abgekürzten Tafel leicht klarmachen kann. “Sullivan health expectancy is not very sensitive to the size of the age groups, meaning that an abridged life table may be used” (EHEMU 2007:2). Auch das abgekürzte Kalkulationsschema, siehe Anhang, beruht auf der Mappe für die Gesundheitsberichterstattung (Statistik Bremen 2010), wurde aber unter Zuhilfenahme des REVES-Materials (EHEMU 2007) zu Altersgruppen umgearbeitet. Für die Sterbewahrscheinlichkeit in

Altersintervallen der Breite n gilt jetzt folgende Formel:





n * Gestorbene( x ) nq(x) = n * (1  a( x )) * Gestorbene( x )  durchschnittlicheBev öl ker ung ( x ) Die Sterbetafeln in Altersgruppen für die Regionen sind wieder aus den Sterbefällen und der Bevölkerung zweier Berichtsjahre gewonnen. Die Werte für a(0) und e(90) sind wieder den amtlichen Sterbetafeln (StBA 2009a) entnommen, und zwar erhält die Region Nordosten die jeweiligen Werte aus der Sterbetafel Deutschland Ost, die Region Südwesten erhält die Werte aus der Sterbetafel Deutschland West, und die Region Mitte erhält die Werte aus der Sterbetafel Deutschland. Die Prävalenz im ersten Lebensjahr ist zur Vereinfachung Null gesetzt, d.h. alle Pflegefälle des ersten Lebensjahres werden der Altersgruppe 1 bis unter 5 zugeschlagen. (Pflegefälle im ersten Lebensjahr sind ohnehin sehr selten.) Der achte Auswertungsschritt ist eine Prognose der Pflegebedürftigkeit in mehreren Szenarien. Datengrundlage für die Bevölkerung ist die Variante 1-W 1 („mittlere Bevölkerung“, Untergrenze) der 12. Koordinierten Bevölkerungsvorausschätzung (StBA 2009c). Diese Variante ist datennah, d.h. sie orientiert sich am zurückliegenden empirischen Trend und nicht daran, was (modellhaft) im Fall sozialer Umbrüche denkbar wäre25. Sie kombiniert eine gleichbleibende Geburtenhäufigkeit von 1,4 Kindern pro Frau mit der Basisannahme einer gleichmäßig leicht steigenden Lebenserwartung und einem auf 100.000 steigenden jährlichen Wanderungsüberschuss.

Bereits die 11. Koordinierte Bevölkerungsvorausschätzung (StBA 2006a) enthielt eine Variante 1-W 1 mit analogen Annahmen. Sie wurde häufig verwendet, so z.B. von StBA 2008, Deutsche Bank Research 2009.

8. Ergebnisse

8.1 Altersstandardisierung der Pflegebedürftigkeit Der Tabelle 20 ist zu entnehmen, wie sich die Pflegebedürftigkeit im Beobachtungszeitraum 1999 bis 2007 entwickelte. In diesen Auswertungsschritt sind Pflegebedürftige der Stufen I, II und III einbezogen. Während sich zwischen 1999 und 2007 die Anzahl der Pflegebedürftigen von 2,0 Millionen auf 2,2 Millionen erhöhte, ereignete sich gleichzeitig ein altersstandardisierter Rückgang der Pflegebedürftigkeit. Nach dem verwendeten SMR-Konzept ist die altersstandardisierte Pflegebedürftigkeit von 1999 (=100%) bis 2007 auf 97,3% zurückgegangen. Absolut kann man sagen, dass es im Jahr 2007 61.800 weniger Pflegebedürftige gab, als auf Basis der Pflegequoten von 1999 und der Bevölkerungsstruktur von 2007 zu erwarten war.

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Die Konfidenzintervalle um den SMR sind wegen der großen Fallzahlen relativ schmal. Zwischen den Jahren 2001 und 2003 gibt es eine Überlappung der Konfidenzintervalle, d.h. die SMR dieser beiden Jahre sind als gleich anzusehen.

Über die SMR der Jahre 2001 bis 2007 kann man aussagen, dass sie jeweils kleiner sind als der SMR des Jahres 1999. Der niedrigste SMR ist im Jahr 2005 zu verzeichnen.

Die Beobachtung ist aussagekräftig für Pflegestufen I - III und Leistungsarten der Pflegebedürftigkeit in Deutschland insgesamt. Wie in Kapitel 7.2 diskutiert, ist der Schluss auf die Bevölkerung in Deutschland (mit einem sehr geringen Fehler) möglich, da fast die gesamte Bevölkerung von der sozialen oder privaten Pflegeversicherung erfasst wird.

Systematisch betrachtet, gibt es folgende Faktoren, die (isoliert oder in Kombination) sinkende Prävalenz bewirken können (LGL 2004:9)26:

 Abnahme der Inzidenz  Zunahme der Heilungsrate  Zuwanderung gesunder Personen  Abwanderung erkrankter Personen  höhere Letalität.

Von allen diesen Faktoren ist der erste für den Bereich der SPV belegt, siehe Kapitel 5.5.2; die anderen sind nicht untersucht. Da Wanderungen und Letalität nicht quantifiziert werden können, steht nicht zweifelsfrei fest, ob die rückläufige Prävalenz ein Zeichen verbesserter Gesundheit der Bevölkerung ist.

8.2 Altersstandardisierung und Gewichtung der Pflegebedürftigkeit Bis hierhin gilt eine rein dichotome Betrachtungsweise. Jemand ist pflegebedürftig oder er ist es nicht. Das Ergebnis hängt von der gesetzten Schwelle ab. Unterschwellige Milderungen oder Verschlechterungen von Zuständen, die sich in der Neubewertung der Pflegestufe äußern, werden verdeckt. Die folgende Tabelle berichtet dementsprechend nicht von pflegebedürftigen Personen, sondern von Äquivalenten der Pflegestufe I. Es wird zugrunde gelegt, dass Pflegebedürftige der Stufe II in Zeitaufwand und Geld etwa doppelt so viel „wiegen“ wie Pflegebedürftige der Stufe I, und Pflegebedürftige der Stufe III dreifach so viel. Das Design ist ansonsten dasselbe wie in 8.1.

Von 1999 bis 2007 stieg die Anzahl der Pflegeäquivalente von 3,35 Millionen auf 3,6 Millionen. Im gleichen Zeitraum ereignete sich ein altersstandardisierter Rückgang auf 94% des Niveaus von 1999. In absoluten Zahlen ausgedrückt, gibt es 2007

235.700 Pflegeäquivalente weniger, als auf Basis der Pflegequoten von 1999 und der Bevölkerungsstruktur von 2007 zu erwarten war.

Zur Hypothese, dass sich das Inanspruchnahmeverhalten der Bevölkerung oder die Bewilligungspraxis der Medizinischen Dienste verändert haben könnte, siehe die Argumentation in Kapitel 4.3.

Tabelle 21: Äquivalente der Pflegestufe I in Deutschland; indirekte Altersstandardisierung (D 1999)

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Die Konfidenzintervalle stützen die Aussage, dass die SMR der Jahre 2001 bis 2007 jeweils kleiner sind als im Jahr 1999. Zwischen 1999 und 2005 sind die Rückgänge des SMR stetig. Das Minimum liegt im Jahr 2005. Der SMR des Jahres 2007 ist kleiner als der der Jahre 1999, 2001 und 2003.

Die Tabelle zeigt, dass der Rückgang der altersstandardisierten Prävalenz nun wesentlich deutlicher ausfällt als bei einer rein dichotomen Betrachtungsweise (pflegebedürftig ja/nein). Der Rückgang der Prävalenz wird also flankiert von einer Milderung des Schweregrades. Die Bevölkerung in Deutschland ist im Jahr 2007 weniger und leichter pflegebedürftig, als aufgrund ihrer Altersstruktur zu erwarten ist.

Wie im ersten Analyseschritt stellt sich die Frage, welche Faktoren können Rückgang und Milderung bewirken? Systematisch gibt es wieder folgende Möglichkeiten:

 Abnahme der Inzidenz (schwerer Fälle)  Zunahme der Heilungsrate (Rückstufung schwerer Fälle)  Zuwanderung gesunder Personen  Abwanderung (schwer) erkrankter Personen  höhere Letalität (schwerer Fälle).

Die Inzidenz schwerer Fälle von Pflegebedürftigkeit hat im Bereich SPV absolut und relativ abgenommen. Das lässt sich anhand der Begutachtungsstatistik des MDS belegen. Tabelle 22 sagt aus, dass der Anteil der Pflegestufen II und III an den Zugängen (positiven Erstbegutachtungen) zwischen 1999 (39,0%) und 2007 (30,5%) klar rückläufig ist.

Tabelle 22: Zugänge in die SPV nach Erstbegutachtung nach Pflegestufe

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Die anderen Faktoren, Genesungen, Wanderungen und Letalität, sind nicht untersucht, so dass nicht zweifelsfrei auf eine verbesserte Gesundheit der Bevölkerung in Deutschland geschlossen werden kann.



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