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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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Für diese Analyse wird die regionale Dreiteilung (8.7.1 und 8.7.2) beibehalten. LE, DFLE und die abgeleiteten Kennzahlen werden nach den drei Regionen sowie Geschlecht und Jahr ausgewiesen. Die Zeilen für Deutschland insgesamt sind jeweils aus 8.5 entnommen

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Folgende Ergebnisse lassen sich ableiten: Erstens ist bei der Lebenserwartung und pflegebedürftigkeitsfreien Lebenserwartung in allen Regionen eine deutliche Zunahme bei Männern und Frauen feststellbar. LE und DFLE verteilen sich regional vom „kurzlebigen Nordosten“ ansteigend zum „langlebigen Südwesten“.

Zweitens ist in allen Regionen die Dauer von Pflege bei Männern und Frauen angestiegen.

Drittens sinkt der DFLE0/LE0-Quotient in allen Regionen bei Männern und Frauen:

Der Anteil pflegebedürftigkeitsfreier Lebenserwartung geht zurück.

Viertens kann man sagen, dass die Regionen im Jahr 2007 (nicht 1999) eine umso höhere Pflegedauer und einen umso niedrigeren DFLE/LE-Quotienten aufweisen, je niedriger ihre DFLE und LE ausfällt. Männer und Frauen im Nordosten haben 2007 die höchste und tendenziell steigende Pflegeprävalenz, die kürzeste (pflegebedürftigkeitsfreie) Lebenserwartung, die längste Pflegedauer und den niedrigsten DFLE/LE-Quotienten. Männer im Nordosten sind 2,8 Monate, Frauen 4,6 Monate länger pflegebedürftig als in Deutschland insgesamt. Männer im Südwesten erleben eine 2,2 Monate kürzere Pflegedauer, Frauen im Südwesten eine 4,6 Monate kürzere Pflegedauer als Deutschland insgesamt.

Fünftens hat zwischen 1999 und 2007 die Spannweite der Lebenserwartung in den Regionen abgenommen. Die Spannweite von DFLE bzw. die Spannweite der Pflegedauer ist jedoch angestiegen.

Insgesamt weicht keine der Regionen im Zeitverlauf vom gesamtdeutschen Modell ab. Überall herrscht das Muster von relativer und absoluter Expansion, bei gleichzeitig positiver Entwicklung der Bevölkerungsgesundheit, gemessen als DFLE.

8.8 Prognosen des Pflegebedarfes

8.8.1 Status Quo Die Status-Quo-Prognose ist eine Verknüpfung der altersspezifischen Pflegequoten aus 2007 mit der Bevölkerung nach Variante 1-W 1 der 12. Koordinierten Bevölkerungsvorausschätzung. Die Pflegequoten gehen in einzelnen Altersjahren, nach Geschlechtern getrennt, in die Berechnung ein.

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Die Status-Quo-Prognose beruht auf den Annahmen wachsender Lebenserwartung und gleichbleibender Pflegequote. Eine derartige Kombination ist nach den Ergebnissen dieser Arbeit (Kapitel 8.5) nicht sehr wahrscheinlich. Dennoch ist die StatusQuo-Prognose eine berechtigte, oft benutzte und bei geringem Erkenntnisstand möglicherweise beste Variante. Sie ergibt bezüglich der altersspezifischen Pflegequoten eine obere Schätzung. Sie kann leicht realisiert werden (wenn man Altersgruppen zugrunde legt, dann mit veröffentlichten Daten).

8.8.2 Reduzierte Quote (nach: Statistisches Bundesamt 2008)

Entsprechend der Verfahrensbeschreibung in 5.5.2 werden reduzierte Pflegequoten nach Einzelaltersjahren und Geschlecht mit Variante 1-W1 der 12. KBV verknüpft.

Die Reduktion der Pflegequote im Alter x ist jeweils an den Gewinn an restlicher Lebenserwartung (e(x)) zwischen dem Basisjahr 2007 und dem Prognosejahr gekoppelt. Daher benötigt das Verfahren als Input auch die Sterbetafeln des Basis- und Prognosejahres. Wie Tabelle 33 zeigt, ergeben die reduzierten Pflegequoten im Vergleich zum Status Quo deutlich niedrigere Pflegebedürftigenzahlen.

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8.8.3 Healthy life gain Wie in der Verfahrensbeschreibung in 5.5.3 ausgeführt, handelt es sich um eine proportionale Reduktion der Pflegequoten. Die einzelnen alterspezifischen Pflegequoten des Jahres 2007 werden um denselben Faktor reduziert, bis eine Pflegedauer (LEDFLE-Differenz) erreicht ist, die dem Jahr 2007 entspricht. Da hier die SullivanMethode zugrunde liegt, gehören zum Input des Verfahrens auch Sterbetafeln des Basis- und Prognosejahres.

Das Verfahren bildet ein Szenario nach, das wegen der konstanten Dauer von Pflege bei wachsender Lebenserwartung als relative Kompression zu klassifizieren ist.

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Die prognostizierten Pflegebedürftigenzahlen fallen niedriger aus als nach dem Verfahren der reduzierten Quote nach StBA 2008. Tabelle 34 zeigt, wie stark die Pflegequoten sinken müssten, um bis 2020 eine konstante Dauer von Pflege zu ermöglichen, nämlich bei Männern und Frauen auf 86,0% des Niveaus von 2007.

8.8.4 Constant disability share Das Verfahren lehnt sich an das HLG-Szenario an und setzt mit denselben Mitteln die Annahme eines konstanten DFLE/LE-Quotienten um, wie in 5.5.3 beschrieben.

Die Pflegequoten 2007 in einer Sullivan-Tafel werden um einen Faktor (1) so weit abgesenkt, bis der DFLE/LE-Quotient des Jahres 2007 erreicht ist.

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Die resultierenden Pflegebedürftigenzahlen liegen höher als im HLG-Szenario, aber niedriger als bei der reduzierten Quote nach StBA 2008. Der Tabelle ist zu entnehmen, wie stark die Pflegequoten bis 2020 sinken müssten, um einen konstanten DFLE/LE-Quotienten zu ermöglichen, nämlich bei Männern auf 88,5% und bei Frauen auf 87,8% des Niveaus von 2007.

8.8.5 Eigenes Verfahren: linearer standardisierter Morbiditätsratio Die drei innovativen Prognoseverfahren, Reduzierte Quote, HLG und CDS, sind anspruchsvoll im Input und in der Verarbeitung. Alle drei koppeln die Pflegebedürftigkeitsannahme an die Lebenserwartung, ein echter Fortschritt. Dadurch gelingt es, mit





angebbaren Algorithmen in gewissem Maße theoretische Modelle (u.a. das Kompressionsmodell) nachzubilden. Zwei Kritikpunkte sind zu nennen:

 Die Theoriebindung geht zu Lasten der Empirie. Die Pflegebedürftigkeit im Zeitraum 1999-2007 entwickelte sich faktisch anders, als die drei Verfahren modellieren. Das wird am Vergleich Männer gegenüber Frauen besonders deutlich.

Empirisch stehen Männer dem Kompressionsmodell näher als Frauen, und Frauen stehen dem Expansionsmodell näher als Männer. Gleiche Modellannahmen bzw. fast gleiche Reduktionsfaktoren bei Männern und Frauen erscheinen nicht realistisch.

 Reduzierte Quote, HLG und CDS erfordern explizite Annahmen über jede einzelne alters- und geschlechtsspezifische Pflegequote, m.a.W. sehr viele Einzelschätzungen zu einem an sich globalen Prognosezweck. Man kann davon ausgehen, dass für Planungszwecke primär eigentlich Gesamtzahlen an Pflegebedürftigen abgeschätzt werden sollen, nicht die Zusammensetzung nach Alter und Geschlecht.

Daher resultiert der Wunsch nach einem Verfahren, das vergangene Information systematisch ausnutzt und dabei mit minimalistischen Annahmen auskommt. Ein solches Verfahren wird hier vorgeschlagen. Die Idee: Wenn die Variante 1-W 1 der Bevölkerungsvorausschätzung den empirischen Lebenserwartungstrend fortschreibt, so erscheint es sinnvoll, auch in der Pflegeprävalenz den empirisch ermittelten Trend fortzuschreiben, jedoch ohne explizite Annahmen über jede einzelne alters- und geschlechtsspezifische Pflegequote.

Das eigene Verfahren nutzt die Formel zur indirekten Altersstandardisierung, nach der sich der Standardized Morbidity Ratio ergibt als Quotient Observed Cases / Expected Cases, d.h. SMR = O / E, wie schon in 7.3 und 8.1 dargestellt. Wie in 8.1 werden 5er Altersgruppen benutzt, um die Nachvollziehbarkeit an allgemein verfügbaren Daten zu unterstreichen. Das Jahr 1999 wird als Maßstab (SMR = 1) gewählt, jeweils für die Männer und die Frauen getrennt. Der SMR der Jahre 2001, 2003, 2005 und 2007 ist empirisch ermittelbar als Quotient der tatsächlichen Pflegefälle und der nach Maßstab 1999 bei veränderter Bevölkerung zu erwartenden Pflegefälle.

Durch diese 5 Wertepaare pro Geschlecht (Jahr;SMR) lässt sich jeweils eine Gerade legen, analog einer Regressionsgeraden.

Abbildung 30: SMR mit Trendgeraden

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0,9 Quelle: Bevölkerungsfortschreibung 2010, Pflegestatistik 2010; eigene Berechnung Die Geradengleichung wird durch eine kleinste-Quadrate-Schätzung ermittelt, beschrieben z.B. von Kreyszig (1988:261). Da es sich um ein Standardverfahren der Statistik handelt, ist es u.a. in SPSS und Excel implementiert. In der Gleichung y = bx + c ist die Variable x das Jahr, y ist der SMR, b ist der Anstieg, c der Achsenabschnitt. Es wird diejenige Gerade (eindeutig beschrieben durch die Parameter b und c) gesucht, für die die Summe der Abweichungsquadrate des empirischen y vom mittleren y ein Minimum annimmt.

Es ergeben sich aus den jeweils 5 Wertepaaren (x;y) bzw. (Jahr;SMR) folgende

Geradengleichungen:

SMR der Männer = - 0,007 * Jahr + 14,229 SMR der Frauen = - 0,002 * Jahr + 4,897 Der jeweils negative Anstieg b bei den Männern und Frauen modelliert den Abwärtstrend der beiden Geraden. Allerdings erkennt man in der Abbildung ebenso wie am Betrag von b, dass der Anstieg (b) bei den Frauen nahe Null ist. Männer haben somit zwischen 1999 und 2007 ihre Pflegebedürftigkeit (altersstandardisiert) stärker reduziert als Frauen.

Mit Hilfe der Geradengleichung lässt sich der SMR eines zukünftigen Jahres extrapolieren. Für ein Jahr wie 2020, das man (vierstellig) in die Gleichung einsetzt, resultiert als SMR-Schätzung 0,853 (männlich) und 0,950 (weiblich).

Im nächsten Schritt lässt sich aus dem SMR auf die Anzahl der Pflegebedürftigen 2020 schließen.

Aus SMR = O / E folgt O = SMR * E, oder verbal ausgedrückt Form:

Man kann für das Prognosejahr 2020 die Anzahl der Pflegebedürftigen (Observed) betrachten als Produkt der nach Maßstab 1999 zu erwartenden Pflegebedürftigen (Expected) multipliziert mit SMR.

Im Fall des Prognosejahres 2020 gewinnt man die Expected durch Verknüpfung der Bevölkerungsprognose für 2020 mit den Pflegeprävalenzen von 1999.

Der für 2020 geschätzte SMR ist also der Faktor, um den die erwartete Fallzahl zu korrigieren ist. Im Fall der Prognose sind SMR und E die gegebenen Größen; die resultierenden „beobachteten“ Fälle O sind das Prognoseergebnis.

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Die eigene Prognose in Tabelle 36 ermittelt für das Jahr 2020 2,72 Millionen und für 2030 3,00 Millionen Pflegebedürftige. Das sind weniger als im Status-Quo-Szenario, aber mehr als in den drei Szenarien, die die Pflegequoten in anderer Weise reduzieren (8.8.2 bis 8.8.4). Das Szenario weist bei den Frauen deutlich höhere Fallzahlen auf als die Rückgangszenarien zuvor.

8.8.6 Fazit zu Prognosen Die Lebenserwartung und ihr verwandte Sachverhalte wie Morbidität zählen zu den Phänomenen, die Taleb als „easy to predict from what you see and extend to what you do not see“ charakterisiert. In Mediocristan, dem Land der Mittelmäßigkeit, herrscht die „tyranny of the collective“ (Taleb 2008:36). Das heißt, es gibt keine so extremen Ausprägungen von Fällen, dass die Gesamtheit in ihrer zentralen Tendenz beeinflusst würde.

Dem ist zuzustimmen, soweit es kurze Zeiträume betrifft. Nach allen hier dargestellten Verfahren auf der einheitlichen Datenbasis der Pflegestatistik (bis) 2007 und der 12. KBV / 1-W1 wird es bis zum Jahr 2030 mehr als 2,5 Millionen Pflegebedürftige geben. Die Schätzungen für 2030 bewegen sich im Bereich 2,59 bis 3,35 Millionen.

Abbildung 31: Pflegebedürftige nach Prognosen auf Basis der Pflegestatistik 2007 und der 12.

KBV (1-W1)

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Quelle: Bevölkerungsfortschreibung 2007/2010, Mikrodaten der Pflegestatistik (FDZ), Pflegestatistik 2010, Variante 1-W1 der 12. KBV inkl. Sterbetafeln;

Alle Prognosen: eigene Berechnung Sowohl das obere als auch das untere Szenario sind als nicht sehr realistisch einzuschätzen.

Die drei niedrigsten Szenarien sind theoretischen Modellen nachgebildet. Das ist zugleich ihre Stärke und Schwäche. Sie koppeln in bestimmter Weise Mortalität und Morbidität aneinander, entfernen sich dabei aber potenziell vom empirischen Trend.



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