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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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Quelle: Human Mortality Database (Datenzugriff am 23.10.2009) Im Folgenden geht es um den Vergleich der Ergebnisse verschiedener Sterbetafeln.

Wie bereits ausgeführt, enthalten die dreijährigen Sterbetafeln des StBA Adjustierungen der Sterbewahrscheinlichkeiten in den obersten Altersgruppen. Die HMD enthält korrigierte Bevölkerungszahlen in den obersten Altersgruppen. Die eigenen Sterbetafeln, wie sie durch die Sullivan-Methode anfallen, ergeben ein drittes Resultat, jedoch ohne Adjustierungen oder Korrekturen. Wie verhalten sich diese Ergebnisse zueinander? Die Aufstellung der Lebenserwartungen bei Geburt in Tabelle 25 zeigt, zeilenweise angeordnet, die Ergebnisse aus jeweils etwa übereinstimmenden Zeiträumen.

Tabelle 25: Gegenüberstellung der Lebenserwartung bei Geburt aus verschiedenen Quellen

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Die Unterschiede aller drei Quellen erweisen sich als gering. Die Lebenserwartungen laut StBA sind meist etwas höher als die der HMD30. Zum Beispiel leben in 2003 Männer laut HMD 2,6 Monate kürzer, Frauen 2,4 Monate kürzer im Vergleich zur amtlichen Sterbetafel 2002/2004.

Die eigenen Ergebnisse liegen geringfügig über den ersten beiden Quellen, und das ist plausibel: Unter den Bedingungen wachsender Lebenserwartung ist die eigene zweijährige Lebenserwartung etwas höher als die amtliche dreijährige, denn es fehlt ja jeweils das „schwächste“ Jahr. Die Differenz beträgt in jedem Jahr und Geschlecht weniger als 2 Monate. Auch gegenüber der HMD, wie sie hier dargestellt ist, muss die eigene zweijährige Berechnung (im zeilenweisen Vergleich) höher ausfallen, denn der Zeitraum 1999-2000 ist „fortgeschrittener“ als das einzelne Jahr 1999.

Die Differenzen sind etwas größer und betragen um 3 Monate.

Die Ausnahmen (LE in HMD höher als in amtlicher Statistik) sind in der Tabelle 25 farblich hervorgehoben. Die Unterschiede zwischen beiden Quellen sind insgesamt nicht groß. In beide Quellen wird korrigierend eingegriffen, um die Überschätzung der hochaltrigen Bevölkerung auszugleichen (Kapitel 7.3.2).

Fazit: Deutschland erlebt wie seine Nachbarländer einen längerfristigen Anstieg der Lebenserwartung. Es gibt dennoch deutliche Niveauunterschiede sowohl innerhalb Mitteleuropas als auch innerhalb Deutschlands, wie sie z.B. aus einem Ost-WestVergleich hervorgehen.

Die Lebenserwartung in Deutschland steigt annähernd linear, wenn man sie auf hoher Aggregationsstufe und dreijährig geglättet betrachtet. In einjähriger Betrachtung sowie nach Ost und West sind bei insgesamt steigendem Trend einzelne Stagnationen sichtbar, sowie eine Mortalitätskrise zu Beginn der 1990er Jahre bei den Männern in Ostdeutschland.

Es gibt aus methodischer Sicht mehrere Gründe, warum das Bild der Lebenserwartung in Deutschland möglicherweise zu positiv erscheint. Es sind einerseits die Überschätzung von Bevölkerung und die Unterschätzung von Sterbewahrscheinlichkeiten, die die Lebenserwartung beschönigen. Es ist andererseits die Neigung der Kennzahl zu Verzerrung. Diese Probleme sind jedoch, soweit zurzeit ersichtlich, nicht so erheblich, dass sie eine grundlegende Neubewertung der Lage erfordern. Der Gesamttrend der wachsenden Lebenserwartung steht nicht in Frage.

Ein wichtiges Ergebnis dieses Analyseschrittes ist auch, dass die eigenen Sterbetafeln für die Hauptanalyse tauglich sind. Sie unterscheiden sich nur wenig und in plausibler Weise von den zwei anderen Quellen.

8.5 Pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung – Pflegestufen insgesamt Schritt 5 ist zentral für die Beantwortung der Forschungsfrage: Wie und nach welchem Modell entwickelt sich die pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung seit 1999? Wie entwickelt sich die Dauer von Pflegebedürftigkeit absolut und im Verhältnis zur gesamten Lebenserwartung?

In Tabelle 26 werden zunächst LE0 und DFLE0 selbst ausgewiesen. Erstens ist bei der pflegebedürftigkeitsfreien Lebenserwartung eine deutliche Zunahme bei Männern und Frauen feststellbar. (Der Anstieg der Lebenserwartung wurde bereits besprochen.) Zweitens kann man ablesen, dass die Dauer von Pflege bei Männern und Frauen angestiegen ist, (umgerechnet) von 19,5 auf 21,9 Monate bei den Männern und von 36,2 auf 40,8 Monate bei den Frauen.

Das dritte Ergebnis der Tabelle ist ein leicht sinkender DFLE0/LE0-Quotient: Der Anteil pflegebedürftigkeitsfreier Lebenserwartung sinkt.

Tabelle 26: Lebenserwartung und DFLE in Deutschland; Pflegestufen I - III; im Alter 0

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Abbildung 26 gibt vor allem die wachsenden Trends von LE und DFLE wieder. Die Zunahme der LE-DFLE-Differenz ist visuell nicht deutlich erkennbar.

Abbildung 26: Lebenserwartung und DFLE in Deutschland; Pflegestufen I - III; im Alter 0

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Quelle: Bevölkerungsfortschreibung 1999-2008, Statistik der Sterbefälle 2010a, Mikrodaten der Pflegestatistik (FDZ); eigene Berechnung Die drei Ergebnisse – wachsende Lebenserwartung, steigende Dauer von Pflege und sinkender DFLE/LE-Quotient – stimmen in ihrem Trend bei Männern und Frauen jeweils überein. Bemerkenswert ist auch, dass sie im Beobachtungszeitraum stetig verlaufen: Innerhalb der vorliegenden kurzen Zeitreihe sind die Befunde unabhängig vom konkreten Paar von Jahren. Die Befunde ändern sich nicht, wenn man statt (1999;2007) das Paar (2001;2007) wählt usw.





Was sagen die genannten Ergebnisse aus? Erstens, da DFLE (bei aller Kritik) zu den Summary Measures of Population Health gehört, ist der Anstieg dieser Maßzahl als eine Verbesserung der Bevölkerungsgesundheit zu interpretieren. Wenn man die bloße Messung der Lebenserwartung als zu einseitig, zu wenig aussagekräftig und nicht mehr zeitgemäß für die Darstellung von Bevölkerungsgesundheit ansieht, dann ist der DFLE-Zuwachs eine zusätzliche Information: Die verlängerte Lebenserwartung geht mit verlängerter pflegebedürftigkeitsfreier Lebenserwartung einher.

Zweitens, nach Nusselder ist eine wachsende Dauer in Pflege als absolute Expansion von Morbidität zu klassifizieren.

Drittens bedeutet ein sinkender DFLE/LE-Quotient in der Klassifikation von Nusselder relative Expansion. Einschränkend muss man aber feststellen, dass der Quotient nur geringfügig – in den Tausendstelstellen – sinkt. Ist man bereit zu runden, dann beträgt der Quotient im gesamten Beobachtungszeitraum bei den Männern rund 98%, bei den Frauen rund 96%. Zeitreihenanalytisch wäre zu argumentieren, dass ein so geringer Trend nur dann bedeutsam ist, wenn er sich über viele Jahre hinweg bestätigt.

Es sei ergänzt, dass Robine/Mathers 1993 die drei präsentierten Ergebnisse in ihrer Gesamtheit als relative Expansion klassifizieren würden, nicht als absolute Expansion. Die positive Entwicklung von DFLE würde von Robine/Mathers mit interpretiert. Absolute Expansion trifft nach ihrer Klassifikation nur dann zu, wenn DFLE sinkt.

8.6 Pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung – Pflegestufen II und III Dieser Schritt soll die Ergebnisse aus 8.5 vertiefen. Der DFLE/LE-Quotient war im Schritt 8.5 in geringem Maße rückläufig, d.h. das relative Expansionsmodell wird damit knapp bestätigt; es handelt sich eher um den Ausschluss des relativen Kompressionsmodells. Betrachtet wurde die gesamte Pflegebedürftigkeit. Wie verändert sich nun das Ergebnis, wenn man nur die schwersten Ausprägungen, Pflegestufen II und III, als Kriterium nimmt?

Die Tabelle 27 zeigt wie in 8.5 erstens im Zeitraum 1999 bis 2007 stetig wachsende DFLE. Aber das zweite Ergebnis weicht von 8.5 ab. Die Dauer der Pflegebedürftigkeit in Pflegestufe II bis III weist keinen erkennbaren Trend mehr auf. Männer verbringen im Beobachtungszeitraum durchschnittlich 10,4 Monate, Frauen durchschnittlich 19,3 Monate. Ohne Trend verläuft, drittens, auch der DFLE/LE-Quotient.

Er beträgt bei den Männern durchschnittlich 98,9%, bei Frauen 98,0%.

Tabelle 27: Lebenserwartung und DFLE in Deutschland; Pflegestufen II und III; im Alter 0

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Quelle: Bevölkerungsfortschreibung 1999-2008, Statistik der Sterbefälle 2010a, Mikrodaten der Pflegestatistik (FDZ); eigene Berechnung Die Anstiege von LE und DFLE sind in Abbildung 27 wieder visuell klar erkennbar.

Sie verlaufen augenscheinlich parallel.

Fazit: Die steigende „schwerstpflegebedürftigkeitsfreie“ Lebenserwartung ist im Sinne der SMPH als Verbesserung der Bevölkerungsgesundheit zu werten. Die Kompressions-/Expansionsmaße (Differenz und Quotient) weisen hingegen keinen Trend auf. Ergebnisse ohne Trend sind weder als Expansion noch als Kompression klassifizierbar. Man kann aber falsifizieren: Die schwersten Ausprägungen von Pflegebedürftigkeit expandieren nicht. Sie verlaufen anders als die Pflegebedürftigkeit insgesamt, im Sinne der Kompressionslogik günstiger. Das ist als Beleg für das dynamische Gleichgewicht zu werten. Der Befund steht im Einklang mit der Beobachtung, dass die nach Schweregrad gewichtete altersstandardisierte Prävalenz von Pflegebedürftigkeit vergleichsweise stark rückläufig ist (Kapitel 8.2).

8.7 Regionalisierung

8.7.1 Standardisierter Morbiditätsratio (SMR) Wie in 8.1 dargestellt, ging die altersstandardisierte Pflegebedürftigkeit in Deutschland im Beobachtungszeitraum auf 97,3% zurück. Dieses Ergebnis wird nun nach Bundesländern aufgebrochen. Die Länder sind in den folgenden Darstellungen absteigend nach ihrem SMR im Jahr 2007 geordnet. Farblich markiert erscheinen die Länder, deren SMR – gegen den Gesamttrend – zwischen 1999 und 2007 signifikant gestiegen ist.

Insgesamt weisen acht Länder signifikant sinkende SMR auf (farbig markierte Zellen). (Niedersachsen ist nicht signifikant.) In sieben Ländern gibt es signifikant steigende SMR. Die höchsten SMR finden sich im Nordosten Deutschland. Die zwei Länder mit dem niedrigsten SMR in 2007 liegen im Südwesten Deutschlands. Dementsprechend lassen sich drei Regionen unterscheiden, die hier – geografisch nicht völlig korrekt – als Nordosten, Mitte und Südwesten bezeichnet werden sollen. (Der sogenannte Nordosten umfasst hier auch mitteldeutsche Regionen, die sogenannte Mitte hingegen umfasst den größten Teil Deutschlands.)

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Quelle: Pflegestatistik 2010, Bevölkerungsfortschreibung 2010; eigene Berechnung Sowohl in Tabelle 28 als auch grafisch ist erkennbar, dass Länder mit hohem SMR in 2007 gleichzeitig einen ansteigenden SMR aufweisen. In Ländern mit niedrigem SMR in 2007 gibt es tendenziell eher Rückgänge.

8.7.2 Gewichteter standardisierter Morbiditätsratio Wie bereits in 8.2 dargelegt, ist der Rückgang der gewichteten Pflegebedürftigkeit (auf 93,9%) stärker als der Rückgang der ungewichteten Pflegebedürftigkeit (auf 97,3%). Aufgebrochen nach Ländern, weisen neun von ihnen einen signifikanten Rückgang auf, Mecklenburg-Vorpommern und Hessen sind nicht signifikant, fünf Länder haben einen ansteigenden SMR.

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Die Dreiteilung Nordosten – Mitte – Südwesten bleibt insgesamt erhalten. BadenWürttemberg weist nur 77,6% der in Deutschland 1999 altersstandardisiert gemessenen Prävalenz auf. Es ist das Land Brandenburg, in dem altersstandardisiert die meisten bzw. höchsten Pflegestufen bewilligt werden, 124,1% des Niveaus von Deutschland 1999.

Abbildung 29: SMR der gewichteten Pflegebedürftigkeit (Männer und Frauen) nach Bundesländern, standardisiert auf Deutschland 1999

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Quelle: Pflegestatistik 2010, Bevölkerungsfortschreibung 2010; eigene Berechnung Die Analyse des Niveaus der Prävalenz ergibt also eine Dreiteilung in einen vergleichsweise stark pflegebedürftigen „Nordosten“ (MecklenburgVorpommern, Brandenburg, Berlin, Sachsen-Anhalt, Thüringen) eine „Mitte“ (Schleswig-Holstein, Hamburg, Niedersachsen, Bremen, Nordrhein-Westfalen, Hessen, Bayern, Saarland, Sachsen) sowie einen vergleichsweise wenig pflegebedürftigen „Südwesten“ (Baden-Württemberg, Rheinland-Pfalz) 8.7.3 Pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung (Pflegestufen insgesamt) Die Frage ist, wie sich die regionalen Unterschiede in der Prävalenz von Pflegebedürftigkeit und in der Lebenserwartung auf die pflegebedürftigkeitsfreie Lebenserwartung auswirken. Im Hinblick auf die Kompressions-/Expansionsdebatte ist insbesondere zu ermitteln, ob die Unterschiede dazu führen, dass das in Deutschland insgesamt zwischen 1999 und 2007 vorgefundene Muster Expansion durchbrochen wird.



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