La financiación privada de los Servicios sanitarios*

por C. Murillo , S. Calonge e Y. González

DOCUMENTO DE TRABAJO 96-10

Abril, 1996

Este trabajo forma parte de un conjunto de estudios coordinados por FEDEA y ha contado con la ayuda del "Fondo del Banco de España para la financiación de estudios sobre la regulación de los servicios en España".

** Universitat Pompeu Fabra

*** Universitat de Barcelona

*** Universidad de Valladolid

Resumen

La presentación del trabajo se organiza del modo siguiente. En primer lugar, se expone una síntesis de la evolución del sistema sanitario español en lo que se refiere a las consecuencias que se derivan de la vigencia de los distintos modelos y las sucesivas reformas ocurridas. El análisis se realiza fundamentalmente desde la perspectiva de la financiación del sistema. En segundo lugar, se procede a valorar la magnitud del gasto sanitario privado en relación con el montante del gasto total y su evolución reciente. Esta valoración se completa con la descripción de la estructura y composición de la financiación privada del gasto sanitario por parte de las familias, así como una primera aproximación a la relación existente entre las variaciones del gasto entre las familias, según cual es su composición, nivel de renta y educación.

Códigos JEL: J10, I11

Indice

1. Introducción 2. Evolución organizativa y financiera del sistema sanitario 3. La magnitud del gasto sanitario 4. El gasto sanitario privado 5. Modelización de las conductas de consumo sanitario privado 6. El gasto en seguros privados 7. Un modelo para estimar la demanda de seguro sanitario privado 8. Síntesis y conclusiones 9. Bibliografía

1. Introducción.

El debate de las ventajas e inconvenientes entre la opción pública frente a la privada en los sistemas sanitarios no sólo se ha mantenido sino que se ha extendido de manera considerable. Los argumentos en favor y en contra de la provisión pública de los servicios sanitarios, frente a los que proporciona la alternativa ofrecida desde el sector privado, se han discutido en los foros habituales tanto desde una perspectiva global como desde la óptica particular de cada sistema sanitario. También se ha producido una expansión del debate entre lo público y lo privado más allá de las meras fórmulas de provisión de los servicios. En la actualidad el centro de interés se sitúa en la oportunidad de la incorporación de nuevos elementos en la discusión. Entre estos cabe citar, a modo de ejemplo, la conveniencia de la separación de las funciones de compra y provisión de las de la provisión y su financiación. En todo caso, las resultantes de cualquiera de los argumentos esgrimidos por los defensores de unos u otros posicionamientos acaban traduciéndose en términos económicos. Sin embargo, esta perspectiva no es la única a tener en cuenta en el debate puesto que, además, es preciso considerar las repercusiones expresadas en términos de la efectividad de los procedimientos y de la equidad en la distribución de los beneficios individuales y globales de cualquiera de las alternativas.

La presentación del trabajo se organiza del modo siguiente. En primer lugar, se expone una síntesis de la evolución del sistema sanitario español en lo que se refiere a las consecuencias que se derivan de la vigencia de los distintos modelos y las sucesivas reformas ocurridas. El análisis se realiza fundamentalmente desde la perspectiva de la financiación del sistema. En segundo lugar, se procede a valorar la magnitud del gasto sanitario privado en relación con el montante del gasto total y su evolución reciente. Esta valoración se completa con la descripción de la estructura y composición de la financiación privada del gasto sanitario por parte de las familias, así como una primera aproximación a la relación existente entre las variaciones del gasto entre las familias, según cual es su composición, nivel de renta y educación.

El análisis de las circunstancias en las que los individuos financian el sistema sanitario se contempla desde dos enfoques diferenciados. Por una parte, se analizan las decisiones de compra de bienes y servicios sanitarios directamente por las familias, es decir, las que implican un gasto sanitario privado puro. Por otra parte, se trata de analizar también el proceso de decisión mediante el cual las familias toman seguros privados con objeto de cubrir riesgos en salud. Tales decisiones suponen una forma de financiación privada indirecta del sistema, puesto que se canalizan flujos monetarios hacia las compañías aseguradoras que, a su vez, tienen establecidos convenios con el sistema público independientemente del uso de su propia red asistencial. El trabajo se completa con una discusión de los resultados anteriores y una valoración de las implicaciones económicas relativas a las modificaciones del actual sistema de financiación privada de la sanidad.

2. Evolución organizativa y financiera del sistema sanitario.

El sistema sanitario en España ha evolucionado en los últimos años hacia un modelo que garantiza la cobertura universal para toda la población, está financiado básicamente por la vía impositiva y la provisión de los servicios sanitarios es mayoritariamente de naturaleza pública. La convergencia hacia este tipo de modelo se realiza mediante un proceso progresivo que arranca con la aprobación de la Ley General de Sanidad en 1986 y evoluciona paralelamente con el desarrollo del estado de las autonomías. La constitución española contempla tanto los aspectos relativos a la universalización de la cobertura como al proceso de descentralización de las competencias sanitarias.

Los proyectos de defensa e impulso de las transferencias y de los traspasos de competencias desde la autoridad central del Estado a las de las 17 comunidades autónomas se concreta, en el caso de la sanidad, en la creación de los servicios regionales de salud que son los organismos autónomos encargados del despliegue y del control de la actuación sanitaria en las comunidades con competencias en materia de política sanitaria.

El modelo sanitario y de política de salud en España en la segunda mitad del presente siglo ha sufrido profundos cambios en su estructura y sus objetivos . La sanidad española se sustentaba en un modelo bismarkiano en el que la seguridad social establece, a partir de 1942, un seguro obligatorio de enfermedad que cubre la población ocupada por cuenta ajena así como a sus beneficiarios. En este modelo coexisten multitud de regímenes especiales y de organismos encargados de la gestión y provisión sanitaria pública. Esta proliferación resulta de la extensión en el tiempo del derecho a la asistencia de diferentes colectivos como es el caso, por ejemplo, de los adscritos al régimen especial agrario, de la minería, y de las fuerzas armadas. Con el tiempo todos ellos han ido confluyendo en el régimen general de la seguridad social. El ente público que gestiona dicho sistema es el Instituto Nacional de Previsión. La provisión de los servicios sanitarios se realiza con el apoyo de una importante red asistencial privada con la que se establecen los correspondientes conciertos. Este hecho es especialmente relevante en una primera época puesto que las infraestructuras sanitarias de propiedad pública son escasas. En esta etapa de desarrollo del sistema de seguridad social coexiste todavía un modelo complementario de carácter benéfico gestionado por los entes locales.

Freire, J.M. (1992).

Los ingresos del sistema provienen de una combinación de contribuciones por parte de los trabajadores y de los empresarios. El sistema de financiación basado en las cotizaciones significa en cualquier caso un reparto de la carga financiera entre empresarios y trabajadores. Los empleados sufren una retención en la fuente de sus ingresos proporcional a la cuantía de los mismos. Estas cotizaciones sirven para financiar los gastos derivados de la provisión de los servicios sanitarios públicos y cubrir las contingencias derivadas de los procesos de incapacidad laboral, desempleo, jubilación y muerte. A este régimen de cobertura general se incorporan en 1984 los trabajadores por cuenta propia y, más adelante, los desempleados y población no activa.

El sistema de seguro obligatorio ligado a la capacidad productiva de los ciudadanos va extendiéndose paulatinamente, en las décadas siguientes, a otros sectores económicos. En 1963 se promulga la Ley de Bases de la Seguridad Social que sirve de marco de referencia global a un sistema que ya alcanza una dimensión mayoritaria en la responsabilidad de las prestaciones sanitarias. Dos hechos destacan en todo este proceso de consolidación del sistema de seguridad social en España. En primer lugar, la participación compartida de diferentes espacios de la administración del Estado. Algunos ministerios sin competencias directas en materia sanitaria, como es el caso de Educación, Ejército y Justicia, gestionan sus propias instalaciones para prestar asistencia a su funcionariado. En segundo lugar, las inversiones en instalaciones se dirigen principalmente a la construcción de grandes complejos hospitalarios, las residencias generales, con lo que la partida correspondiente al gasto hospitalario sufre incrementos muy notables.

Elola, F.J. (1991).

Coll,P. (1990).

Artundo, C. et al. (1993).

Antoñanzas, F. y Pérez-Campanero, J. (coords.) (1992).

El modelo sanitario en vigencia se traduce en una estructura organizativa y de gestión cada vez más compleja, muy burocratizada y de escaso control de los gastos y de seguimiento y valoración de los resultados de su actividad. Este modelo perdura sin excesivas modificaciones hasta finales de los setenta que es cuando se produce un giro en el organigrama de gestión del sistema. En efecto, en 1978, se distingue entre los organismos encargados de la gestión de las prestaciones sociales y sanitarias de la caja general del sistema. La creación de la Tesorería General de la Seguridad Social y la distinción entre las competencias de tres organismos gestores -INSALUD, INSS e INSERSO- que se encargan, respectivamente de la gestión de la asistencia sanitaria, las prestación por incapacidad y desempleo y la prestación social. Junto a ellos, subsisten también el Instituto Social de la Marina y la Mutua Patronal de Accidentes de Trabajo, con finalidades específicas obvias ligadas a su propia denominación.

La definición de un modelo sanitario en la línea del servicio nacional de salud británico, supone un giro transcendental en la política sanitaria de los últimos 15 años. La Ley General de Sanidad dinamiza el proceso de ampliación de la cobertura asistencial, independientemente de la capacidad de pago a la provisión de los servicios recibidos, así como de la contribución personal a la financiación del sistema. En pocos años se logra el objetivo de universalización de las prestaciones sanitarias a todos los ciudadanos.

Otra característica a señalar, la constituye el cambio en el modelo asistencial primario. Se procede paulatinamente a la sustitución de la antigua red de ambulatorios por centros de salud en los que se desarrolla con mayor empeño la prevención y parte de la asistencia extrahospitalaria. En contraposición al modelo tradicional basado en la actuación individual de los profesionales, se crean equipos que asumen la atención integral, preventiva y asistencial de los pacientes. Esta reforma incorpora importantes modificaciones retributivas con objeto de incentivar el trasvase al nuevo modelo asistencial, que se concreta en el cambio desde un sistema de pago capitativo a otro de tipo salarial. La operación tiene, en consecuencia, una implicación económica en el corto plazo nada desdeñable, aunque se especula con la disminución de las exigencias de financiación del gasto hospitalario como resultante de una atención más adecuada y en el servicio más apropiado.

Por otra parte, se establece la posibilidad de sufragar el gasto sanitario con arreglo a distintas combinaciones de fuentes de ingresos. Además de las contribuciones sociales de empleados y empleadores, como en el sistema de seguridad social, se posibilita una vía de financiación más importante por medio de las transferencias del Estado, tasas por la prestación de determinados servicios y aportaciones de las administraciones locales y regionales.

El sistema sanitario no es, sin embargo, abolutamente homogéneo en su funcionamiento. En la actualidad, siete comunidades autónomas tienen competencias en materia sanitaria y han creado sus propios servicios de salud. Los criterios de reparto de los fondos públicos para financiar los servicios transferidos se basan principalmente en elementos de dimensión poblacional, es decir de alcance de la cobertura.

Los flujos financieros en el sistema sanitario español presentan algunas peculiaridades que merecen ser reseñadas. La financiación pública arrastra déficits históricos. Se han establecido recientemente procedimientos extraordinarios para afrontar esta deuda. En segundo lugar, junto a la prestación pública de los servicios sanitarios existen las prácticas privadas. La provisión privada se realiza a su vez de manera directa con el acceso a las consultas, centros diagnósticos y terapéuticos y a las instalaciones hospitalarias privadas, con el consiguiente pago directo de los importes facturados por los profesionales en el libre ejercicio de su profesión, así como por los centros y servicios que facturan de acuerdo con criterios de mercado expresados en los conciertos establecidos.

El acceso a la red asistencial privada queda cubierta también, y de manera voluntaria, mediante el establecimiento de contratos de seguro sanitario. Este tipo de operaciones alcanza a un poco menos de la quinta parte de la población, aunque la proporción del aseguramiento voluntario es muy variable por regiones y tipo de familias . La existencia de una larga tradición aseguradora promovida por la iniciativa de distinto tipo de corporaciones (profesionales sanitarios, gremios de artesanos, productores, etc.) ha sedimentado las condiciones favorables para el desarrollo de un tipo de seguro específico. El denominado seguro de asistencia sanitaria es un seguro voluntario mediante el cual los asegurados satisfacen una prima periodica que les garantiza la cobertura sanitaria. La atención corre a cargo de alguno de los profesionales y de los centros y servicios incluidos en una lista cerrada que se renueva periódicamente. El asegurado elige entre esta lista aquel profesional o aquel servicio que más le satisface de acuerdo con los criterios de la más pura elección libre, con la única restricción de someterse a las posibilidades que le ofrece aquella lista. La propia Ley General de Sanidad establece el carácter complementario de la oferta sanitaria pública y privada, principio que en la práctica se traduce en la existencia de conciertos mediante los cuales centros privados atienden a pacientes enviados por el propio sistema público, el cual se hace cargo de la factura con precios y condiciones generales regulados en esos conciertos. Esta práctica es mucho más frecuente en el ámbito hospitalario que en el ambulatorio y su alcance varía mucho entre regiones.

Además del seguro asistencial descrito en el párrafo anterior, existen compañías que ofertan el clásico seguro de reembolso de gastos. Mediante esta operación, el asegurado satisface también una prima periódica efectúa su consumo sanitario y es reembolsado posteriormente en una determinada proporción del gasto incurrido. Las condiciones y cuantía de la parte recuperada quedan establecidas en el contrato de seguro que, en definitiva, supone una intermediación financiera por parte de la entidad aseguradora del riesgo.

Murillo, C. y González, Y. (1992).

Murillo, C. y González, Y. (1992).

3. La magnitud del gasto sanitario.

El planteamiento de alternativas diferentes a la financiación de la factura sanitaria está intimamente ligado a la magnitud de dicho concepto. De esta forma, conviene situar en su justo término cuál es el importe del gasto sanitario global y, más especialmente, calibrar cuál es la proporción de este gasto que se financia con cargo al erario público y cuál corresponde a las fuentes de financiaciación privadas.

En la introducción avanzábamos que el debate sobre la participación del sector privado en un sistema de predominio de la propiedad, de la provisión y de la financiación pública no es nuevo ni original de nuestro entorno. Los términos en los que se sitúa el debate sí constituyen alguna novedad a pesar de que las ideas son, en cierta medida, importadas de los aires reformistas del exterior. La provisión es mayoritariamente pública, se cuestiona la eficiencia del sistema y se atribuye a la escasa competencia y a la complejidad de las organizaciones las causas de las debilidades del sistema vigente. La introducción de la figura del comprador de servicios se plantea como la piedra filosofal que permita romper la atonía del mercado. El comprador actúa como agente de los usuarios y está en una situación privilegiada para reclamar mejores condiciones económicas y garantías de calidad de los productos ofrecidos por los proveedores de los bienes y servicios sanitarios. La existencia de incertidumbre, imperfecciones y asimetrias de información son características suficientes para reclamar la presencia de esta tercera instancia que medie entre los intereses contrapuestos de demandantes y oferentes.

Sin embargo, y aún reconociendo el mérito del establecimiento de un nuevo marco en el debate, el sistema sanitario español tiene suficientes elementos peculiares que hace complejo el trasvase de medidas terapéuticas eficaces (eficacia no siempre probada en todo lugar y tiempo). Con todo, la separación de funciones no se cuestiona en la actualidad, pero los modelos de incorporación de esta idea son diversos y de características diferenciadas. Se ha descrito la existencia de, al menos, cuatro aproximaciones distintas. Estos modelos dibujan la transición desde un sistema nacional de salud centralizado hasta un sistema de libre competencia entre aseguradoras privadas. Los eslabones intermedios lo constituyen precisamente estos modelos que incorporan la figura del comprador con diferentes competencias.

González, B. (1994).

En el modelo Insalud-Gestión directa el financiador coincide con el planificador que actúa de manera centralizada. La financiación privada del sistema se limita a las voluntades de los demandantes de servicios no contemplados en la cobertura pública, los servicios concurrentes con los ofrecidos por el sistema público pero que algunos usuarios prefieren obtener de los recursos privados y los servicios privados adquiridos por el sistema público como complemento de su oferta. No existen suficientes incentivos a la eficiencia y resulta extremadamente complejo establecer mecanismos eficaces de control del gasto.

En la línea del mantenimiento de este modelo y para superar la crisis financiera evidenciada se ha propuesto la introducción de contratos-programa. Ello permite disponer de instrumentos efectivos para la separación de las funciones de provisión y financiación. El objeto de este planteamiento es fundamentalmente la distribución de riesgos entre partes, no necesariamente contrapuestas, que establecen conductas de acuerdo con funciones objetivo y prioridades distintas.

La incorporación de la figura del comprador de servicios presenta a su vez dos modalidades. Por un lado, el modelo basado en la actuación del comprador público que se ocupa de estudiar el mercado de proveedores y negocia las condiciones y los precios de los servicios. Por otra, el modelo basado en la figura del administrador directo de un fondo que, en la versión británica, coincide con determinadas asociaciones de profesionales sanitarios. Estos adminisitradores se ocupan de gestionar el fondo y adquirir servicios de otros proveedores para garantizar la asistencia global de sus asociados. La financiación se resuelve mediante las aportaciones de los integrantes del fondo.

Finalmente, en un sistema de competencia entre aseguradoras éstas operan en el mercado para conseguir mayores cuotas y fijar los precios. La financiación es mixta: por una parte, hay una prima que garantiza un catálogo de prestaciones básicas y, por otra, se cuenta con una prima adicional para completar el catálogo anterior. La primera póliza se financia públicamente y la prima adicional es financiada de forma privada y con carácter voluntario.

Las dificultades de la implantación de cualquiera de estos modelos en nuestro sistema sanitario, así como las limitaciones inherentes al propio desarrollo de dichos modelos no es objeto de nuestro análisis y ha sido suficientemente tratado en la literatura. En cualquier caso, y desde el punto de vista de la financiación, la libre competencia entre aseguradoras no es una solución necesariamente eficiente .

En España el gasto sanitario asciende a más de cuatro mil billones de pesetas lo que representa cerca del 7% del PIB. Este gasto se financia mayoritariamente por parte del sector público y, el resto, con cargo al sector privado. La proporción del gasto total que se financia públicamente creció desde poco más de la mitad, en la década de los sesenta, hasta el 80% en la década de los ochenta. Esta proporción se ha estabilizado en los últimos años, tal como se refleja en la información contenida en la figura 1.

La traducción del volumen de las actividades productivas sanitarias en términos de gasto merece también un análisis desde la dimensión temporal. El crecimiento del gasto sanitario nominal ha sido extraordinario. La búsqueda de los argumentos que explican estas variaciones debe centrarse, como de costumbre, en los factores asociados a las variaciones de los precios, la demografía y la forma e intensidad en el uso de los recursos que, a su vez, están supeditadas a la propia organización de su provisión y financiación .

González, B. (1994, op. cit.) señala que "los seguros son la solución del mercado a la gestión del riesgo y la incertidumbre", pero para que los seguros contribuyan a la eficiencia global deben darse ciertas condiciones (contingencias cubiertas poco frecuentes, ausencia de riesgo moral, etc.) que no se cumplen. La posible solución del establecimiento de un deductible tampoco es la solución ideal puesto que distorsiona los logros de equidad del sistema vigente. Finalmente, la competencia entre compañías tampoco está garantizada en un mercado con problemas evidentes (González, B., 1994, op. cit. y Murillo, C. (1995).

Evaluation and Analysis Commission of the National Health Services. 1991.

Barea, J. (1992).

OECD (1993).

En los últimos 30 años se ha producido un giro considerable en las responsabilidades financieras del sistema sanitario en España. La asistencia sanitaria prestada por la seguridad social ya sea directamente, o bien por la vía de los conciertos con entidades privadas, estaba financiada en su mayoría por las cotizaciones sociales . En 1960, las cotizaciones suponían el 90% de la financiación de dicha asistencia sanitaria. Esta proporción desciende hasta el 75% en el año anterior a la LGS y, a partir de 1989, se tiende a estabilizar en torno del 27%. En contrapartida esto significa que la aportación del Estado, muy minoritaria en el régimen de financiación con el modelo de seguridad social, tiende a situarse alrededor del 70% en la actualidad. En definitiva, se ha producido un cambio notable en la naturaleza del sistema sanitario con el traslado de las concepciones de seguro obligatorio de enfermedad hasta la actual referencia en forma de sistema nacional de salud y, junto a esta evolución de concepto subyacente, se producen variaciones organizativas que alcanzan también las fuentes financieras del sistema. En la actualidad se preserva la cuota mayoritaria de financiación a partir de las fuentes de ingresos fiscales y la aportación que proviene de los presupuestos generales del Estado pasa a ser el concepto de mayor peso específico.

Además de la cobertura de los gastos sanitarios proporcionados por la red asietencial pública, los usuarios del sistema sanitario pueden incurrir en algún tipo de actuaciones que les suponen gastos de bolsillo. Los consumos de medicamentos están garantizados sin cargo alguno solamente para los pensionistas y jubilados. El resto de los medicamentos y otros productos de farmacia subvencionados implican un pago de un ticket moderador que en la actualidad de situa en el 40% del importe del producto. Recientemente se ha producido un recorte en el catálogo de las presentaciones farmacéuticas subvencionadas, aunque el importe de las facturas de las oficinas de farmacia se eleva considerablemente como consecuencia de los pagos que los consumidores realizan por la compra de otros medicamentos y productos no garantizados con cargo a los presupuestos públicos. En conjunto el gasto privado, entendido como el conjunto de los pagos efectuados por las familias y las entidades sin ánimo de lucro, supone aproximadamente el 30% del gasto sanitario global. Este gasto privado incluye tanto los pagos directos (por compras en farmacia, en consultas privadas, hospitalizaciones y pruebas diagnósticas), como los de tipo indirecto (primas satisfechas por la compra de pólizas de seguros sanitarios).

Murillo, C. y González, B. (1993).

Parellada, M. y García, G. (1995).

Rodríguez, M. (1988).

Rodríguez, M., Murillo, C. y Calonge, S. (1993).

4. El gasto sanitario privado.

En este apartado se describe la estructura del gasto sanitario financiado privadamente. Se incluye como gasto sanitario privado todos los pagos realizados de forma directa por los individuos para el consumo de bienes y servicios sanitarios. También se incluyen los gastos realizados para el aseguramiento de posibles contingencias en salud, es decir los gastos en seguros voluntarios relalizados directamente con cargo al presupuesto de las familias. La fuente estadística utilizada es la que proporciona el Instituto Nacional de Estadística en la Encuesta de Presupuestos Familiares .

La información de base se condensa en trece capítulos distintos de gasto sanitario. En el cuadro 1 se ofrecen las estimaciones del gasto total, así como las del gasto medio por persona y hogar. Dado que la infrecuencia de operaciones realizadas es considerable en algunos de los capítulos del gasto, se ha preferido manejar un nivel de agregación menor. A su vez, este criterio permite valorar con mayor precisión estadística y conceptual los capítulos del gasto según se correspondan a los consumos realizados en artículos comercializados en las oficinas de farmacia, los pagos realizados por los servicios médicos recibidos y los gastos en seguros (cuadro 2). Por lo que se refiere a los servicios médicos, hemos distinguido los servicios de dentista de los demás servicios. Este hecho responde tanto a su importancia económica, como a su tratamiento genérico derivado de la no inclusión de la mayor parte de la atención bucodental en la cobertura pública.

La Encuesta de Preupuestos Familiares realizada entre 1990 y 1991 ofrece información de los denominados, en la nomenclatura del INE, "gastos médicos y en servicios de salud". La encuesta hace referencia a unas 30.000 familias españolas. En este sentido los gastos sanitarios corresponden a los realizados por los integrantes de las familias encuestadas y sus resultados han sido elevados al conjunto de la población española residente. La muestra utilizada es de 21.155 hogares pertenecientes a todo el territorio nacional. Debido a algunos errores encontrados en el análisis de los datos utilizados se ha procedido a imputar un gasto máximo de 120.000 pts. por persona en aquellos casos en los que el gasto declarado per cápita superaba la cifra mencionada.

El gasto sanitario medio por persona es de 19.103,6 pts. (la referencia, recordemos, es anual, expresada en pesetas corrientes y relativa al gasto declarado en la encuesta de 1990/91). Esto supone un promedio de 65.085,8 pts. por hogar. Los medicamentos y productos farmacéuticos representan el 40,2% de la factura sanitaria de los hogares españoles, mientras que el gasto en dentista es el 29,9%. La prevención de riesgos mediante compañías aseguradoras de naturaleza privada supone para el bolsillo de las familias españolas aproximadamente el 11,2% de su gasto sanitario. En todos los casos, el volumen de familias que no declaran gasto es importante: dos de cada tres familias encuestadas declaran algún tipo de gasto sanitario, sin embargo cuando se desciende a la desagregación según capítulos de gasto encontramos cifras mucho más elevadas. El 60% de las familias han pagado por algún producto expendido en las oficinas de farmacia, en cambio, el 25% no han pagado por servicios médicos, y sólamente el 20% de la población declara haber consultado al dentista con cargo a su presupuesto.

Un tercer criterio de agregación es el que utiliza la noción de complementariedad del gasto. En este sentido se manejan dos grupos de gasto: el gasto concurrente y no concurrent . Un gasto recibe el calificativo de concurrente cuando se refiere a un bien o servicio sanitario cubierto por el sistema público. En este caso, el gasto se realiza acudiendo al sistema privado y es un gasto que pudiera haber sido evitado. El individuo decide utilizar el sistema privado por razones diversas, aunque estudios recientes atribuyen al coste de oportunidad del tiempo y a la valoración de los elementos de hostelería y mayores comodidades y mejor trato personal algunas de las razones de aquella decisión. El gasto no concurrente es el realizado en contraprestación a un servicio recibido desde el sistema privado por razón de su no inclusión en la póliza del seguramiento público y gratuito.

Ver nota n° 15.

Ver nota n° 16.

La evolución de la importancia del gasto privado se analiza mediante la comparación de dos fuentes homogéneas. Se trata de las estimaciones deducidas de las encuestas de presupuestos realizadas en 1980/81 y 1990/91 (cuadro 2). Junto a las estimaciones de los gastos se incluyen también los porcentajes de familias que declaran haber realizado el gasto, lo que induce a una primera valoración en términos de desigualdad en el acceso al sistema sanitario. La principal modificación en la estructura del gasto sanitario se aprecia en los servicios médicos. Globalmente considerados la cifra dedicada presenta un ligero aumento en términos porcentuales sobre el gasto sanitario privado total (del 45% en 1980/81 al 49% en 1990/91). Sin embargo, los servicios de dentista suponen un incremento del 12 puntos porcentuales en la factura sanitaria de las familias (pasa del 16,8% al 29,9%), mientras que los gastos derivados de las consultas médicos, hospitalizaciones y pruebas diagnósticas descienden del 28,7% al 19,2%.

En el cuadro 3 aparecen reflejados los estadísticos de resumen de las variables utilizadas en el análisis que se presenta a continuación. Para las variables cuantitativas se muestran los valores medios y las desviaciones estándar. Las variables categóricas se acompañan de la distribución de frecuencias, así como los porcentajes de familias que, en cada categoría, presentan gastos privados directos (es decir, todos los gastos sanitarios, con excepción de los pagos por primas de seguros) no nulos, así como los porcentajes de familias con doble cobertura.

La descripción se completa con una primera aproximación a las elasticidades del gasto en relación con tres variables suficientemente representativas de las condiciones socio-económicas de las familias. Se han elegido para ello la renta (aproximada mediante el gasto total declarado), el nivel de estudios del cabeza de familia y el tipo de hogar según su composición (figura 2 y cuadros 4 a 6).

5. Modelización de las conductas de consumo sanitario privado.

A lo largo de los últimos años, las familias españolas han dedicado una mayor proporción de sus presupuestos a la atención de la salud y cobertura de riesgos potenciales. Durante la década de los ochenta las familias españolas han dedicado un 4% más de su presupuesto de gastos hacia el consumo de bienes y servicios sanitarios . Este incremento del gasto sanitario privado está asociado en buena medida a las variaciones en la renta disponible, aunque otros factores, tales como la composición familiar por edad y sexo, el status laboral, la asignación del tiempo dentro de la familia, decisiones de fertilidad, etc., juegan un papel importante a la hora de explicar los patrones de consumo observado. La relación entre salud y atención sanitaria ha sido estudiada en economía a través de modelos que integran la noción de capital humano y la teoría de producción familiar. Los individuos llevan a cabo actos de inversión en salud utilizando diferentes inputs, de los que la asistencia sanitaria es el más importante. Una característica relevante de estos modelos consiste en considerar la salud como una variable endógena. La salud tiene un precio sombra, y los individuos maximizan su utilidad comparando dicho precio sombra con los beneficios derivados de la inversión en salud .

Nuestro objetivo aquí no reside en la estimación de un modelo de inversión en salud y de demanda de servicios sanitarios como demanda derivada, sino más bien la estimación de ecuaciones de demanda acorde con la teoría clásica del consumidor. En este contexto, es difícil hablar de "salud familiar" como un agregado de los estados de salud de los miembros de una familia. Más bien, consideramos el papel de la salud como un factor exógeno que influencia las preferencias, a través de un vector de variables demográficas. El consumo sanitario supone la toma de decisiones respecto a la asignación del presupuesto familiar cuando se decide acudir al mercado sanitario privado. Existiendo una necesidad en términos de salud, la naturaleza del gasto privado es inevitable en unas ocasiones (el sistema público no cubre el servicio requerido, como en el caso de la atención dental) y opcional o sustitutivo en otras (cuando, por ejemplo, la familia decide utilizar un servicio privado de consulta médica, en lugar de acudir al sistema público).

Rodríguez, M., Murillo, C. y Calonge, S. (1993).

Grossman, M (1972).

La estimación de los patrones de consumo se realiza a partir de la información estadística declarada por las familias. La encuesta de presupuestos familiares ofrece datos relativos a los gastos, renta y características de los hogares representativos de la población. Sin embargo, la variable gasto sanitario privado presenta, en este tipo de encuestas, un número significativo de gasto nulo. La naturaleza de estos ceros, y sus consecuencias en la especificación y estimación de las ecuaciones de demanda del consumidor, ha de ser tenida en cuenta si queremos obtener una representación adecuada de los patrones de consumo observados en relación al gasto sanitario.

a) El problema del gasto cero.

De una mera inspección de nuestra base de datos, podemos observar que el gasto sanitario privado en las encuestas de presupuestos familiares es la típica partida donde encontramos un número significativo de ceros en la muestra, por ejemplo, en la Encuesta de presupuestos Familiares 1990-91, el 28,9 % de todas las familias no declaran gasto alguno durante el período de observación.

Esta característica de la muestra puede deberse principalmente a tres tipos de razones. En primer lugar, existe un problema de infrecuencia de compra. Para cierto tipo de bienes -como, por ejemplo, el vestido, calzado y otros tipos de bienes clasificados como semiduraderos- la presencia de ceros está relacionada con períodos de observación relativamente pequeños en las encuestas , del tal forma que gasto cero no significa que una familia o individuo no consume. De hecho, podemos pensar que el consumo es siempre positivo ("todo el mundo utiliza vestido"), pero no se observa porque acaso, el consumo se realiza en otro período distinto al de la observación muestral. Otra interpretación plausible consiste en considerar estos ceros como soluciones de esquina: la naturaleza del consumo o gasto cero es esencialmente económica, de tal forma que una disminución del precio o un incremento en la renta puede inducir a un individuo o familia a comprar, o no, un bien concreto. Los bienes de consumo duradero, determinado tipo de ocio, etc., pueden ser englobados en este apartado. Por último, otra razón de la presencia de ceros en la muestra puede ser no participación en el consumo, es decir, existen individuos que se abstienen de consumir un determinado bien, por ejemplo, el tabaco o las bebidas alcohólicas. Ello significa que la población puede dividirse en grupos según que sean consumidores, o no, de dichos bienes. Esta agrupación representa de manera diferenciada a la población en función de sus distintas preferencias.

El período de observación o de referencia en E.P.F. es de una semana para la mayor parte de los bienes y servicios, aunque sin embargo, existe un período de "rememoria" para la mayoría de bienes duraderos y ciertos capítulos de gasto sanitario, con objeto de minimizar el problema apuntado anteriormente.

Dada esta tipología básica de comportamiento de compra, o no compra, y teniendo en cuenta que la naturaleza de los ceros condiciona el tipo de modelo econométrico a emplear en la estimación de las curvas de Engel, se trata ahora de dar respuestas a dos tipos de cuestiones: ¿cómo clasificamos los ceros observados del gasto sanitario privado? y, en segundo lugar, ¿qué tipo de modelo debemos utilizar?

La respuesta a estas preguntas se aborda estudiando, en primer término, la naturaleza de la propia demanda sanitaria. El consumo de bienes y servicios médicos está ligado a la necesidad en salud que experimenta un individuo. La necesidad en salud, y por tanto el consumo de bienes y servicios derivados de ésta, puede aparecer como un fenómeno irregular, impredecible, especialmente cuando trabajamos con información que presenta un período de observación fijo y relativamente pequeño. En otras palabras, mientras más amplio sea el período de observación, más probabilidad tendremos de observar el consumo. En este sentido, podemos hablar de infrecuencia de compra. Es difícil pensar que existen familias que nunca realizan ningún tipo de gasto sanitario, ni siquiera aquellos productos que se consumen con relativa frecuencia como es el caso, por citar un ejemplo, de los analgésicos.

En segundo lugar, la naturaleza de los ceros depende del nivel de agregación de la variable que estamos estudiando, es decir, a medida que vamos desagregando aparecen ceros que pueden representar soluciones de esquina o no participación en el consumo. Por ejemplo, en relación a decisiones de consumo derivadas de la necesidad de utilización de servicios médicos privados, o la compra de seguros sanitarios privados -en un mercado donde existe competencia entre provisión pública y privada- es verosímil pensar que la variación observada procede de diferencias socioeconómicas entre familias o, en otros casos, es debido a una opción entre consumo público o privado dependiendo de preferencias y precios.

En relación a la variable gasto sanitario privado total, que será la variable sujeta a estudio, una forma de dilucidar la naturaleza del gasto cero consiste en observar el comportamiento de un conjunto de familias en el tiempo. Por ejemplo, tomando como referencia una muestra de familias procedentes de un panel observamos que aproximadamente un 41% declaran no haber realizado consumo alguno en su primera colaboración en la encuesta. Sin embargo, la tasa de ceros es del 15,8% al cabo de cuatro trimestres de colaboración en el mismo panel. Este descenso significativo apunta a que la causa de los ceros se debe, en primer lugar, a un problema de infrecuencia de compra. Sin embargo, la compra de bienes y servicios sanitarios privados está también muy relacionado con la variable renta, y por tanto, no debemos atribuir este comportamiento del gasto cero exclusivamente a infrecuencia de compra. En definitiva, si la presencia de ceros en la muestra es un problema de infrecuencia de compra o, por el contrario, se debe a otro tipo de comportamiento es una cuestión empírica a contrastar.

En general, lo que podemos afirmar es que el consumo y el gasto no son conceptos sinónimos, puesto que debemos reconocer en nuestra información un comportamiento discreto, la decisión de compra, y un comportamiento continuo, cuánto se compra, a la hora de modelizar el comportamiento de la demanda sanitaria. La estimación de curvas de Engel incorporando este doble tipo de comportamiento, por una parte discreto, en relación a la naturaleza de los ceros, y por otra continuo, no es nuevo en la literatura .

La Encuesta Contínua de Presupuestos Familiares es una encuesta diseñada con objeto de servir de enlace a la Encuesta de Presupuestos Familiares. La ECPF produce resultados de periodicidad trimestral con un mayor nivel de agregación en los capítulos de gasto, debido al menor tamaño muestral utilizado. Las familias encuestadas permanecen en el panel hasta un máximo de 8 trimestres. El panel va renovándose en partes alícuotas cada trimestre.

Entre los modelos econométricos desarrollados con objeto de incorporar el proceso de decisión -compra o no compra- en las ecuaciones de demanda, podemos citar entre otros, a Tobin(1958), Cragg (1971), Heckman (1974), Pudney (1989) y Blundell y Meghir (1986).

b) Hipótesis teóricas y especificación econométrica de la demanda de gasto sanitario privado.

Comenzamos estableciendo el problema de maximización de una función de utilidad dada una restricción presupuestaria:

\[\text { Max. } \{U (q, Z) / p ^ {\prime} q = Y, q \geq 0 \}\tag{1}\]

donde q representa un vector de cantidades consumidas de K bienes, p su correspondiente vector de precios y Z un vector de variables socio-demográficas y económicas que afectan a las preferencias del consumidor. Por su parte Y representa el gasto total. Supongamos que la solución a este proceso, resolviendo el problema dual, viene dado por las siguientes funciones de demanda .

\[w _ {j} = w _ {j} (p, Y, Z) \quad j = 1,.., K\]

donde representa la proporción del gasto en el bien j-ésimo sobre el gasto total. Si los individuos se enfrenten a un mismo vector de precios, como es el caso de la información de corte transversal , obtenemos un sistema de curvas de consumo-renta o curvas de Engel, en la forma:

\[w _ {j} = w _ {j} (Y, Z) \quad j = 1,.., K\]

En principio, los parámetros de la función de gasto sanitario privado pueden ser estimados en el contexto de un sistema de ecuaciones de demanda. Sin embargo, la mayoría de los modelos aplicados se deducen sin considerar, de forma explícita, restricciones de no negatividad en las ecuaciones de demanda. ¿Cómo se resuelve, en el ámbito de los modelos econométricos, la estimación de curvas de demanda incorporando la posibilidad de no consumo o gasto cero?.

Deaton y Muellbauer (1980).

En la Encuesta de Presupuestos Familiares, a pesar de ser una muestra de corte transversal, podemos calcular un índice de precios si tenemos en cuenta que las familias observados se distribuyen a lo largo de diferentes meses durante el año y en diferentes provincias. A partir de ahí, se podría calcular un índice de precios al consumo para cada familia. Sin embargo, en la muestra no existe suficiente variación en esta variable de tal forma que nos permita identificar el efecto precio en las ecuaciones de demanda.

El problema de estimación de un sistema de ecuaciones de demanda a partir de datos de corte transversal suele resolverse incorporando el consumo nulo para un grupo de bienes y suponiendo preferencias aleatorias. Con datos microeconómicos, la complejidad del modelo estadístico que resulta es elevada. Ello nos lleva a plantear el análisis econométrico del modelo a nivel unicuacional. Además, determinados tipos de bienes, como el gasto sanitario privado, presentan ciertas características que requieren un tratamiento especial, de tal forma que la especificación multiecuacional puede ser restrictiva. Por otro lado, como ya hemos comentado anteriormente, la especificación e inferencia del modelo econométrico está condicionada por la naturaleza de los ceros, y cabría preguntarnos hasta qué punto el 29% de la muestra que declara no consumo de bienes y servicios sanitarios representan soluciones de esquina , es decir, gasto cero como resultado del proceso de maximización representado por (1).

Consideremos entonces la siguiente curva de Engel en la que se trata de explicar la asignación presupuestaria en bienes y servicios sanitarios privados de la familia i-ésima, , en función básicamente del gasto total, un vector de variables sociodemográficas de la familia y un término de error que representa efectos no observables.

\[w _ {i} = \alpha + \beta \text { Log } Y _ {i} + \delta Z _ {i} + u _ {i}\]

Esta formulación Working-Leser es consistente con posibles no-linealidades entre gasto sanitario y gasto total. Otras variables incluidas en la especificación de la ecuación son las variables demográficas, las cuales recogen la existencia de preferencias heterogéneas entre las familias. Ello permite la estimación explícita de efectos que el tamaño y composición familiar (proxy de las necesidades en salud), la ocupación y el coste de oportunidad del tiempo , tienen sobre el consumo de bienes y servicios sanitarios. En definitiva, podemos pensar que esta ecuación es una forma reducida que procede de un conjunto de ecuaciones estructurales, las cuales describen no sólo la asignación de todo el gasto total familiar en relación a un vector de bienes y servicios sino también decisiones sobre mercado laboral, etc.. Planteado en estos términos, pasaremos ahora a discutir modelos econométricos utilizados en el trabajo aplicado que incorporan no sólo decisiones relativas al nivel de consumo sino también decisiones sobre el no-consumo.

Véase a este respecto las aportaciones, por ejemplo, de Wales y Wooland (1983) y Lee y Pitt (1984).

Si tenemos certeza de que el origen de los ceros es infrecuencia de compra, algunos autores - Keen, M.(1987), Meghir, C. y Robin (1992)- utilizan técnicas de variable instrumental para estimar los parámetros de las ecuaciones de demanda, sin necesidad de especificar por separado el comportamiento discreto, comprar ó no un bien determinado.

Aunque no observamos el precio no-monetario del bien, podemos esperar que éste se distribuye de diferente forma a través de la población; por ejemplo, el tiempo utilizado en una consulta médica

La técnica más común para estimar ecuaciones sujetas a restricciones de no-negatividad es el modelo de regresión censurado o modelo Tobit. El modelo Tobit representa un método ad-hoc de incorporar ceros en la estimación de un modelo econométrico. Para ello, se define una variable latente w* (consumo potencial), que se relaciona con el consumo observado w, de la siguiente forma:

\[w _ {i} ^ {*} = x _ {i} ^ {\prime} \beta + u _ {i}; \quad u _ {i} \rightarrow N (0, \sigma^ {2})\]

\[\text { tal que } \quad w _ {i} = \max \left\{w _ {i} ^ {*}, 0 \right\}\]

Si w* es negativo se reeemplaza por un cero, en caso contrario, se observa directamente. Una restricción implícita del modelo Tobit es que una sóla ecuación de variable latente explica el gasto cero y el gasto positivo. Efectivamente, si el gasto observado es cero, entonces

\[w _ {i} ^ {*} = x _ {i} ^ {\prime} \beta + u _ {i} < 0\]

y la decisión de no-consumo vendrá determinada a partir de una función de distribución F(.), mientras que para las observaciones positivas, se define una función de densidad:

\[\forall w _ {i} = 0, \quad F (x _ {i} ^ {\prime} \beta + u _ {i} \leq 0) = F (u _ {i} \leq - x _ {i} ^ {\prime} \beta) = F (\frac {u _ {i}}{\sigma} \leq - \frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}) = 1 - F (\frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}).\]

\[\forall w _ {i} > 0, \quad \sigma^ {- 1} f (\frac {w _ {i} - x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma})\]

supone un mayor coste de oportunidad para individuos autoempleados, el coste del tiempo puede actuar como un mecanismo de racionamiento para individuos cuya generación de ingresos esté más relacionada con su propia oferta de tiempo disponible.

donde F(.) y f(.) representan, respectivamente, la función de densidad y la función de distribución de la normal estándar.

La ecuación o curva de Engel, deducida a partir del modelo Tobit vendrá dada por la siguiente función de regresión:

\[\forall w _ {t} \quad E (w _ {t}) = F \left(\frac {x _ {t} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right) x \beta + \sigma f \left(\frac {x _ {t} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right)\]

\[\forall w _ {i} > 0 \quad E \left(w _ {i} / w _ {i} > 0\right) = x _ {i} ^ {\prime} \beta + \sigma \frac {f \left(\frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right)}{F \left(\frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right)}\]

Como podemos observar, los mismos parámetros y variables intervienen en la decisión de compra y de nivel de gasto. Sin embargo, no hay razones a priori que nos lleven a pensar que esto es así.

Modelos más flexibles que el anterior consisten en especificar por separado el comportamiento de compra y la decisión de cuánto gastar. El no-consumo se especifica a través de una variable discreta que altera las preferencias de los individuos.

\[\begin{array}{l l}w _ {i} ^ {*} = x _ {i} ^ {\prime} \beta + u _ {i};&u _ {i} \rightarrow N (0, \sigma^ {2})\\I _ {i} ^ {*} = Z _ {i} ^ {\prime} \alpha + v _ {i};&v _ {i} \rightarrow N (0, \eta^ {2}); \quad c o r r (u _ {i}, v _ {i}) = \rho\\w _ {i} ^ {*} = w _ {i} \quad s i&I _ {i} ^ {*} > 0\\w _ {i} ^ {*} = 0 \quad s i&I _ {i} ^ {*} < 0\end{array}\]

puesto que I* es una variable no observable, el indicador del consumo es una variable binaria I, tal que la probabilidad de ocurrencia del suceso P(I=1) = P(I * > 0) viene representada por la función de probabilidad de la distribución normal estándar.

Teniendo en cuenta este modelo bivariante, podemos especificar diferentes modelos alternativos de variables dependientes limitadas para estimar curvas de Engel de gasto sanitario privado. El primer modelo que podemos considerar consiste en tener en cuenta una regla de selección o primera valla a superar por el individuo, es decir, la decisión de comprar o no comprar. A continuación, tiene lugar el consumo del bien, excluyendo soluciones de esquina; dicho de otra forma, la probabilidad de no consumir una vez tomada la decisión de hacerlo es nula. Este planteamiento nos conduce al modelo de selección muestral planteado por Heckman, cuya función de regresión es:

\[\begin{array}{l} \forall w _ {i} > 0; \quad E (w _ {i}) = x _ {i} ^ {\prime} \beta + \sigma \rho \frac {f (x _ {i} ^ {\prime} \alpha)}{F (x _ {i} ^ {\prime} \alpha)} \\ \forall w _ {i}; \quad E (w _ {i}) = F (x _ {i} ^ {\prime} \alpha) x _ {i} ^ {\prime} \beta + \sigma \rho f (x _ {i} ^ {\prime} \alpha) \end{array}\]

Otra posibilidad consiste en permitir no-consumo una vez superada la primera valla; es decir, una vez tomada la decisión de consumir, la cantidad gastada puede ser cero si no se ha realizado el ajuste. Esto nos conduce al modelo de doble valla especificado por Cragg . De esta forma, este modelo incorpora dos mecanismos generadores de ceros, uno que representa la participación o no en el consumo y otro que representa soluciones de esquina. La función de regresión asociada a esta estructura tiene la forma:

\[\forall w _ {i}; E \left(w _ {i} / I _ {i} = 1\right) = F \left(z _ {i} ^ {\prime} \alpha\right) F \left(\frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right) [ x _ {i} ^ {\prime} \beta + \sigma \frac {f \left(\frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right)}{F \left(\frac {x _ {i} ^ {\prime} \beta}{\sigma}\right)} ]\]

Otra vía de incorporar el no-consumo reside en considerar el origen de los ceros como un problema estrictamente de infrecuencia de compra, de tal forma que ello supone que el gasto observado podría no reflejar el consumo que las familias realizan de un determinado bien . En los modelos que incorporan este problema, al contrario de los modelos anteriores, la variable dependiente latente no se observa directamente; es decir, el gasto positivo representa una compra de stocks cuyos servicios se distribuyen en períodos de tiempo mayores que el de observación o de referencia en la muestra. Por ejemplo, para ilustrar la relación entre consumo y gasto en una situación de infrecuencia de compra, supongamos que una familia realiza un gasto q en un bien de forma regular una vez cada cuatro semanas. Si el período de referencia en la encuesta es de una semana, su verdadera tasa de consumo subyacente es (1/4)xq. De esta forma, el gasto observado sobreestima el consumo. Siguiendo este ejemplo, podemos formalizar las ecuaciones de demanda en el siguiente modelo econométrico.

Este modelo de doble valla fue propuesto por Cragg (1971).

Este problema ha sido tratado extensamente en la literatura, y entre algunas referencias, se incluyen los trabajos de Deaton y Irish (1984), Pudney (1989) y Blundell y Meghir (1987).

\[\begin{array}{l l} w _ {t} ^ {*} = x _ {t} ^ {\prime} \beta + u _ {t}; & u _ {t} \to N (0, \sigma^ {2}) \\ I _ {t} ^ {*} = Z _ {t} ^ {\prime} \alpha + v _ {t}; & v _ {t} \to N (0, \eta^ {2}) \\ I _ {t} = 1 & s i \quad I _ {t} ^ {*} > 0. \\ I _ {t} = 0 & s i \quad I _ {t} ^ {*} < 0 \end{array}\]

Teniendo en cuenta que la probabilidad de compra es P(I = 1), la curva de Engel en una situación de infrecuencia de compra, vendrá determinada por el siguiente modelo:

\[P \left(I _ {i} = 1\right). w _ {i} = x _ {i} ^ {\prime} \beta + u _ {i}, \quad \forall w > 0\]

donde w es el gasto observado .

c) Aplicación empírica.

La Encuesta Presupuestos Familiares 1990-91 (EPF90-91) es una muestra de 21155 familias españolas que contiene básicamente información relativa a gastos de consumo, ingresos y características sociodemográficas de la familias, abarcando un período de estudio de un año. El gasto familiar se clasifica, según su naturaleza, en 9 grupos principales uno de los cuales viene representado por el gasto sanitario privado. De esta muestra se han eliminado aquellas familias que tienen cubierto algún tipo de riesgo mediante seguro sanitario privado, alrededor de un 11% de la muestra inicial.

Estructuras de este tipo o similares han sido propuestas por Blundell y Meghir (1987) y Pudney (1989), entre otros.

El tamaño muestral resultante es de 18985 familias con un grado de truncación de la variable dependiente del 31% de ceros. Los patrones de gasto sanitario observado corresponden entonces a familias con cobertura pública cuyo desembolsos en sanidad privada corren a cargo de su "propio bolsillo". La variable dependiente a explicar es la asignación presupuestaria en gasto sanitario, en términos porcentuales:

\[w = \frac {g _ {s}}{G} \times 1 0 0.\]

donde g s y G representan el gasto sanitario privado y el Gasto total de la familia. El efecto más importante que queremos recoger en el vector de variables explicativas hace referencia a la renta de la familia. Para ello hemos seleccionado el logarítimo del gasto total percápita (LogGasto) para medir el efecto de la capacidad de pago sobre el gasto sanitario. Por otro lado, la estructura del consumo puede ser diferente para familias con la misma renta e igual número de miembros en la medida que su composición demográfica es distinta. Los efectos de las variables demográficas son de especial interés en sí mismos y se introducen en el modelo mediante variables que representan número de miembros por grupos de edad (N1-N5) y una variable ficticia (Hogar, 1 per) que representa el hogar unipersonal. Además de estas variables, las variaciones observadas pueden ser explicadas por la localización de las familias (Municipio1-Municipio3) así como variables relacionadas con el status laboral del sustentador principal (Activo) y su categoría profesional (Clase).

Hemos comentado en el apartado anterior que la técnica más usual para ajustar curvas de Engel ante la presencia de un número significativo de ceros es el modelo de regresión censurado ó modelo Tobit. El cuadro 7 muestra las estimaciones realizadas por el método de máxima verosimilitud. Las estimaciones del modelo Tobit son sensibles a errores de especificación en la distribución del término aleatorio de la ecuación. En concreto, el estimador máximo verosímil no cumple la propiedad de consistencia si los errores no presentan una distribución normal ó varianza constante. Estas hipótesis se contrastan mediante un test de Multiplicadores de Lagrange construido a partir de los residuos generalizados . El resultado de los contrastes estadísticos nos lleva a rechazar las hipótesis nula de normalidad y/o homoscedasticidad. Una alternativa a la estimación por máxima verosimilitud consiste en aplicar métodos "robustos" en la estimación de los parámetros del modelo de regresión censurado, es decir, métodos cuyas propiedades son independientes de la distribución del error. Sin embargo, los elevados valores de los estadísticos parecen más bien indicar la existencia de un problema de error de especificación. A grosso modo, un forma de "validar" las estimaciones del modelo Tobit consiste en comparar los valores estimados con las proporcionadas por el modelo probit, puesto que los coeficientes de ambos modelos guardan la siguiente relación :

Véase Cheser y Irish (1987).

\[\hat {\alpha} _ {p r o b i t} \approx \frac {\hat {\beta} _ {t o b i t}}{\hat {\sigma}}\]

Teniendo en cuenta esto, las diferencias son importantes para las variables LogGasto, LogGasto2, y en general, para todas las variables demográficas. Incluso hay variables que son significativas a un nivel del 5% en el modelo Tobit y no tienen un efecto significativo en el modelo probit, por ejemplo, la variable Activo. Al contario, ocurre con la variable Municipo2. El efecto de la categoría profesional (Clase) es negativo en el modelo Tobit mientras que es positivo en la ecuación de probabilidad. Todo este conjunto de resultados apuntan hacia la especificación de un modelo de dos ecuaciones, donde a priori, las decisiones de compra y de nivel de gasto están separadas.

La decisión de compra es representada por un modelo probit. Las estimaciones obtenidas y sus errores estándar se muestran en el cuadro 7. Los resultados relativos a los contrastes de normalidad y homoscedasticidad de la distribución no conducen al rechazo de la hipótesis nula de especificación correcta del modelo. En relación a las resultados y a grandes rasgos, podemos decir que la decisión de realizar el gasto está directamente relacionada con la renta per cápita (figura 3) y las variables que aproximan las necesidades de la familia, es decir, las variables demográficas. En relación a estas variables, resalta el efecto que tiene sobre la probabilidad de compra la presencia de niños menores de 5 años (N5). También es de destacar el efecto negativo de la variable que representa los hogares constituídos por un solo individuo. Para este tipo de hogares, el gasto sanitario privado tiene una infrecuencia de compra relativamente elevada. Los efectos de localización señalan, en general, que las familias que habitan en municipios menores de 500 mil habitantes tienen un menor acceso a este tipo de gasto. La figura 3 muestra el efecto que la variable renta tiene sobre la probabilidad de compra para una tipología determinada de familias.

Una vez que la familia ha decidido comprar bienes y servicios privados, la decisión siguiente consiste en decidir "cuanto gastar". Este comportamiento se especifica mediante una ecuación de regresión condicionada a aquellas familias que han realizado gasto positivo:

\[E (w _ {i} / w _ {i} > 0) = X _ {i} ^ {\prime} \beta\]

Las estimaciones de los parámetros han sido obtenidas por diversos métodos (cuadro 8). En primer lugar, se ha aplicado mínimos cuadrados ordinarios a la muestra con observaciones positivas. En segundo lugar, se ha estimado un modelo de selectividad por el método de Heckman en dos etapas. Este método consiste en incluir en la ecuación anterior una variable extra construída a partir de la estimación del modelo probit. Esta variable se define como el ratio entre la función de densidad y de distribución para cada punto en la muestra positiva (ratio de hazard). Si no rechazamos la hipótesis nula relativa a una correcta especificación de la ecuación probit, este método de estimación proporciona estimadores que cumplen la propiedad de consistencia. Por último, ofrecemos también una estimación del modelo de infrecuencia de compra utilizando también un método en dos etapas que consiste en obtener las probabilidades ajustadas relativas a la decisión de compra y multiplicar por la variable dependiente, la proporción de gasto sanitario sobre el total de gasto. A continuación, se aplica mínimos cuadrados ordinarios entre la nueva variable dependiente y las variables explicativas para la muestra con gasto observado positivo. Puesto que la heteroscedasticidad es común cuando trabajamos con datos microeconómicos; las estimación de la matriz de varianzas-covarianzas se obtiene mediante un método robusto ante la presencia de errores heteroscedásticos, para todos los modelos propuestos.

Si tomamos como referencia las estimaciones obtenidas por el modelo de selectividad, el primer resultado que observamos es el papel distinto que juegan determinadas variables según consideremos la decisión de compra ó el comportamiento del gasto. En primer lugar, la variable proxy de la renta per cápita (LogGasto) tiene un efecto positivo sobre la probabilidad de hacer compra, pero una vez se supera esta decisión, la variable no es significativa. En definitiva, la capacidad de gasto determina el acceso pero no el nivel de gasto. Las variables demográficas N2-N3 presentan un signo negativo, es decir, un efecto contrario al que tienen en la ecuación de probabilidad. El signo negativo en la ecuación de regresión podría indicar la existencia de economías de escala en estos grupos de edad. Un individuo extra supone una menor asignación presupuestaria en gasto sanitario, dado un mismo nivel de renta per cápita. Destaca también entre las variables explicativas el efecto positivo que ejerce la presencia de hijos con una determinada edad (N5=número de hijos menores de 6 años) sobre la asignación presupuestaria de las familias en gasto sanitario privado. Las familias con el sustentador principal activo dedican una mayor renta a sanidad privada.

Ahora bien, si este sustentador pertenece a determinadas categorías (profesionales, directivos y técnicos superiores), esta asignación es menor. Este efecto es explicable en el sentido de que el precio no monetario del bien (coste de oportunidad del tiempo) es elevado, en términos relativos, para estos grupos de individuos. Por último, teniendo en cuenta el modelo de selectividad, podemos contrastar la hipótesis nula de que el error de la ecuación probit y de la regresión están correlacionados. Este contraste es equivalente al t-ratio relativo a la variable hazard incluida en la regresión. El cálculo del estadístico y su valor muestra entonces una correlación significativa y positiva entre la probabilidad de compra y el nivel de gasto. A continuación realizamos un ejercicio de simulación para calcular los efectos que determinadas variables tienen sobre el gasto sanitario. La simulación se ha realizado teniendo en cuenta la especificación de las curvas de Engel de cada modelo.

A partir de estos resultados se pueden obtener las elasticidades del gasto sanitario respecto al gasto total. Para el modelo de selectividad, la elasticidad estimada es del orden de 1.08%, es decir, el gasto privado en sanidad se clasifica como bien de lujo.

Por último, es interesante destacar el efecto de la presencia de los hijos en la asignación del gasto sanitario. Tomando como referencia una familia con dos adultos entre 24 y 60 años, sin hijos, la presencia de un niño menor de 5 años supone un incremento de aproximadamente el 50% del presupuesto dedicado a este capítulo. La presencia de dos hijos en este grupo de edad supondría prácticamente doblar el presupuesto en este tipo de bien en relación a esta familia de referencia.

6. El gasto en seguros privados.

La búsqueda de nuevos elementos o alternativas que solucionen los problemas que sufre el Sistema Nacional de Salud ha ido generando recientemente un diverso abanico de propuestas donde, de una u otra forma, se hace referencia a la participación del sector sanitario privado. El análisis de los motivos que conducen al consumidor a elegir servicios privados, cuando la cobertura pública alcanza prácticamente al total de la población, constituye un elemento fundamental para la toma de políticas sanitarias. Algunos recientes estudios de opinión han puesto de manifiesto repetidas veces que las largas listas de espera y las dificultades burocráticas del sistema público inciden positivamente en la compra de un seguro sanitario. Por otro lado, es también significativo el hecho de que uno de los principales motivos para su no compra es su alto precio, cuando ya se contribuye al sistema público, así como el nivel medio-alto de ingresos que caracteriza a los poseedores de un seguro sanitario.

El producto que ofrecen las entidades de seguro sanitario presenta una tipología peculiar en nuestro país distinguiéndose entre el seguro de asistencia sanitaria y el seguro de enfermedad. El seguro de asistencia sanitaria, mucho más frecuente, es un seguro de servicios por el que el asegurado tiene derecho a la asistencia médica o quirúrgica que precise ante una enfermedad ó lesión dentro del cuadro médico y servicios que la entidad aseguradora tenga establecidos. El coste del servicio es pagado por la entidad al proveedor sin intervención del asegurado. La forma de retribución del facultativo puede ser mediante pago capitativo (retribución según el número de personas que tiene atribuidas) o acto médico (retribución por servicio médico prestado). El seguro de enfermedad, el existente en los países europeos, es un seguro de dinero en el que podemos distinguir una modalidad en la que al asegurado se le reembolsa, total o parcialmente, la cuantía de los gastos en los que ha incurrido por asistencia médica o quirúrgica (seguro de reembolso), y un segundo tipo en el que el asegurado recibe una cuantía periódica o fija, determinada con antelación en su contrato, por causa de una enfermedad u hospitalización (seguro de subsidio). Esta clasificación se ve muchas veces distorsionada por la existencia de pólizas que combinan ambas posibilidades. Por ejemplo, se pueden encontrar ofertas de reembolso de los gastos en servicios médicos, con una asistencia hospitalaria restringida a la utilización de los servicios prestados por la compañía en centros propios o concertados.

Krief (1994), García-Lorente (1994) y González (1994), entre otros, han descrito las percepciones de los usuarios del sistema público y han explicitado algunos de los principales inconvenientes de la asistencia sanitaria pública.

El volumen de primas de ambos sectores ha ido incrementándose de forma continuada. El mayor crecimiento ha tenido lugar en el seguro de enfermedad, cuyo volumen de primas ha pasado de representar algo menos del 5% del de asistencia sanitaria en 1990 al 6,5 % en 1993. La tasa de variación anual media de crecimiento real del seguro de enfermedad (cuadro 9), entre 1983 y 1993, ha sido de 20,5%, mientras que en el de asistencia sanitaria la variación real media se sitúa, para el mismo periodo, en el 9,4%.

El seguro de enfermedad se caracteriza por la libertad de elección, de médico y centro hospitalario, a nivel nacional y, generalmente, a nivel internacional. Esta circunstancia origina un riesgo para la compañía aseguradora difícil de preveer ante la desigualdad de las tarifas existentes por un mismo servicio sanitario. Por ello, y a pesar de que la póliza suele incluir franquicias, normalmente es más cara que la correspondiente a la del seguro de asistencia sanitaria. El seguro de asistencia sanitaria suele incorporar un cuadro médico cerrado y una lista de centros hospitalarios propios o concertados a los que el paciente puede acudir libremente.

Existe una diferenciación entre las pólizas de seguro sanitario en función de su procedencia. Estas pueden ser pólizas colectivas, pólizas debidas a conciertos con mutualidades públicas y pólizas directas. Las pólizas colectivas son pólizas que una empresa contrata con una entidad aseguradora para posteriormente ofrecérselas a sus empleados. La participación final del asegurado en el precio de dichas pólizas y la libertad de elección del trabajador sobre las mismas depende de la empresa que las contrata. Estas pólizas pueden constituir un incentivo o beneficio para el empleado y ser pagadas totalmente por la empresa. Sin embargo, en otras ocasiones, el asegurado puede verse obligado directa o indirectamente a pagar el precio total. Las pólizas debidas a los conciertos de las mutualidades públicas con las compañías aseguradoras se producen tras la previa elección por parte de los funcionarios públicos entre ser atendidos por una entidad privada, o bien, por el sistema público. El seguro contratado es básicamente un seguro de asistencia sanitaria, pero añadiendo el mismo trato respecto al coste de los medicamentos que tiene el sistema público. La evolución del número de funcionarios que eligen como proveedor el sector privado ha crecido de manera sostenida en los últimos años.

En número de funcionarios que garantizan su cobertura sanitaria a través de compañías privadas asciende aproximadamente a 2 millones. Por otra parte, los asegurados con póliza directa y voluntaria son poco menos de 4 millones, lo que proporciona una cifra total de cerca de 6 millones de cuidadanos que confían la prestación de su asistencia sanitaria a las entidades de seguro privado. Sin embargo, se aprecia (cuadro 10) desde mediados de los ochenta un cierto estancamiento en la cuantía de asegurados, lo que se debe principalmente al aumento experimentado en el precio de las primas.

Desde el punto de vista geográfico, el producto que ofrecen las entidades aseguradoras también presenta diferencias puesto que la localización de éstas no se produce de manera homogénea por todo el territorio español. Por otra parte, algunas entidades están ofertando pólizas con diferentes precios para distintas provincias. La distribución del volumen de primas y número de personas según domicilio social en el seguro de asistencia sanitaria para el año 1992 aparecen en el cuadro 11. Los mayores niveles de aseguramiento se encuentran en las Comunidades de Madrid (58,2%) y Cataluña (25%). Las restantes participan en unas proporciones bastante inferiores como el caso del País Vasco (5,2%) o Baleares (2,1%). Respecto al número de asegurados se producen también diferencias a nivel regional. Las desigualdades, sin embargo, mantienen lo visto para el volumen de primas. Así, destacan los valores de Madrid (57,4%) y Cataluña (24%) y a mayor distancia del País Vasco (5,4%).

El cuestionario de la EPF pregunta a cada miembro del hogar por el tipo de cobertura que posee. Las clases de coberturas que distingue son:

- Seguridad Social

- Mutualidad Pública con asistencia sanitaria prestada por la Seguridad Social

- Mutualidad Pública con asistencia sanitaria prestada por una entidad privada

- Mutualidad de afiliación colectiva de carácter obligatorio

- Mutualidad o entidades de asistencia sanitaria libre de afiliación privada y voluntaria

- Iguala médica

- Beneficencia

- Otras formas de cobertura que supongan un pago periódico.

Teniendo en cuenta esta clasificación pueden conocerse los miembros de la familia que tienen algún tipo de seguro sanitario privado, y si este tipo de seguro es: obligatorio-colectivo (desde el lugar de trabajo), voluntario, o si su procedencia es debida a la categoría de funcionario público del entrevistado.

La información aportada por la encuesta sobre el tipo de cobertura de cada miembro en el hogar permite hacer un análisis de las familias que tienen alguna de esas coberturas, de las que sólo tienen una de ellas y de las que poseen alguna combinación de las mismas . Según los datos de la encuesta manejada, el 95,9% de las familias algún miembro está cubierto por la seguridad social (SS). La última columnan del cuadro 12 proporciona los porcentajes de familias con la cobertura indicada en el margen de cada fila. Análogamente, el 7,8% de las familias tiene alguno de sus miembros con provisión atendida por una entidad privada. De los que solamente poseen una cobertura (cifras en la diagonal principal), el 95,7% tienen seguridad social, mientras que únicamente encontramos que el 0,4% tiene cobertura sólo con una entidad privada.

Los dos últimos valores en negrita de la diagonal muestran algunos casos especiales. En concreto, indican que en el 1,4% de todos los hogares concurren tres o más de tres tipos de coberturas, y que el 0,1% no posee ninguna cobertura. El resto de valores se refieren a las familias que poseen dos coberturas, las correspondientes a la fila y columna en la que se encuentran. Por ejemplo, entre las familias con dos tipos de cobertura, el 39,07% están cubiertos por la Seguridad Social y por una mutualidad o entidad privada, siendo el 20,53% los cubiertos por la Seguridad Social y una iguala.

La disposición presentada aquí sigue la propuesta realizada, para la comunidad de Madrid, por Hernández Yáñez, J. et al. (1995). Nótese que las proporciones no suman 100 en todos los casos, puesto que encontramos familias que poseen más de un tipo de cobertura. Estas familias resultan contabilizadas más de una vez.

La variable que vamos a tomar como informativa de la posesión de un seguro sanitario privado no obligatorio por alguno de los miembros del hogar la hemos definido agregando la categoría de otro tipo de cobertura a la posesión de un seguro sanitario voluntario o una iguala. Efectuando dicha agregación obtenemos que el 12,3% de la muestra total adquiere un seguro sanitario privado voluntario. Esta cifra es algo inferior a la ofrecida por el Ministerio de Sanidad y Consumo, puesto que sólo considerando los aproximadamente cuatro millones de personas con seguro de asistencia sanitaria directo esto viene a representar ya un 10% de la población española.

La concentración del mercado asegurador sanitario puede comprobarse también a través de la distribución por Comunidades Autónomas de los enfermos dados de alta en los distintos establecimientos sanitarios. El cuadro 13 ofrece el reparto del total de altas producidas en cada régimen económico en el territorio nacional. Globalmente las mayores proporciones se han producido en Andalucía (el 16,63% del total de altas), Cataluña (18,46%) y Madrid (13,53), comportamiento seguido por los establecimientos de la Seguridad Social. Sin embargo, del total de enfermos dados de alta en Entidades de Seguro Privado, los mayores porcentajes aparecen en Cataluña (23.91%) y en Madrid (23,03%) segido por Andalucía (11,04%), pero ya a cierta distancia. La distribución de las altas en los establecimientos sanitarios según su régimen económico otorga las mayores proporciones a los de la Seguridad Social en todas las CC.AA. Aún así, merece destacar el volumen recogido por las Entidades Privadas en Baleares (32,86%), Madrid (20,34%) y Cataluña (15,49%) frente a las restantes, las cuales, exceptuando el País Vasco con un 15,05% y Valencia con un 10,20% no superan el 10% del total. Todos estos datos vienen a corroborar la existencia de un mercado asegurador concentrado y localizado en las zonas más industrializas y desarrolladas a nivel nacional.

Finalmente, hay que señalar que las posibilidades de expansión de dicho mercado son todavía grandes pues su participación atendiendo a indicadores sanitarios es pequeña. A modo de ejemplo, el cuadro 14 nos sirve para constatar la menor participación de las entidades aseguradoras privadas frente a otros establecimientos sanitarios para diversos indicadores: los enfermos dados de alta, las estancias causadas, la atención ambulatoria y los enfermos ingresados por urgencias. El análisis anterior muestra que la participación del seguro privado en la provisión sanitaria sólo rebasa el 10% del total en el caso de los enfermos dados de alta. Por otro lado, el volumen de estancias causadas en las entidades de seguro privado acapara un poco más del 6% de todas las habidas en el mercado.

7. Un modelo para estimar la demanda de seguro sanitario privado.

De forma análoga a lo realizado en el caso del consumo sanitario globalmente considerado, abordamos ahora la estimación de un modelo que refleja los argumentos explicativos de la decisión de la suscripción voluntaria de un seguro privado. Entendemos que esta decisión importa en cuanto supone una doble cobertura sanitaria, es decir, la posibilidad de decidir para cada ocasión si la prestación se realiza mediante los recursos del sistema público o, por el contrario, mediante los que pone a disposición del asegurado una compañía privada de seguros. Esta condición se traduce para el asegurado en un doble pago, el que realiza indirectamente mediante parte de la aportación al estado a través de la cotización a la seguridad social y el que implica la suscripción de una póliza privada. De este panorama quedan excluídos, en consecuencia, los funcionarios de las mutualidades públicas que si bien es cierto que eligen proveedor (para un determinado período), no satisfacen la doble cuota.

El modelo de demanda que se propone refleja el proceso de elección mencionado. Formalmente se tata de un modelo de elección discreta en el que las alternativas son la posesión, o no, de un seguro sanitario voluntario. Aceptando que los individuos son racionales y que maximizan su función de utilidad podemos expresar la elección en términos de funciones de utilidad aleatoria .

La utilidad se descompone aditivamente en dos términos, uno determinista, V, la función indirecta de utilidad dependiente de un vector de características del individuo y atributos de la alternativa y el otro estocástico, e, caracterizado por una distribución de probabilidad:

En este sentido se siguen las directrices del trabajo pionero de McFadden (1981).

\[\begin{array}{r l} U _ {j t} & = V (X _ {j t}) + e _ {j t} \\ i & = 1, 2, \dots n \\ j & = 0, 1 \end{array}\]

donde i, representa al individuo i-ésimo, y j a la alternativa j-ésima.

Sean U y U las utilidades obtenidas con las alternativas 1 (compra de seguro) y 0 (no compra). La variable endógena, dicotómica, Y, toma los siguientes valores:

\[Y _ {i} = \left\{ \begin{array}{l l} 1, & s i U _ {1 i} - U _ {0 i} > 0 \\ 0, & s i U _ {1 i} - U _ {0 i} \leq 0 \end{array} \right.\]

La estimación de un modelo de elección discreta como el anterior permite calcular la probabilidad de que la variable endógena tome cada uno de los valores de su recorrido (0 y 1). Para el caso de Y=1 sería:

\[P (Y = 1) = P \left(U _ {1 t} - U _ {0 t} > 0\right) = P \left(e _ {0 t} - e _ {1 t} < V \left(X _ {1 t}\right) - V \left(X _ {0 t}\right)\right) =\]

\[P (\varepsilon < V (X _ {1 t}) - V (X _ {0 t})) = F (V _ {1 t} - V _ {0 t})\]

Los componentes sistemáticos y , se expresan en función de un conjunto de variables explicativas observadas, X, y de parámetros desconocidos, B, cuya forma funcional suele especificarse lineal :

\[\begin{array}{l} U _ {1 i} = X _ {i} \boldsymbol {\beta} _ {1} + \boldsymbol {e} _ {1 i} \\ U _ {0 i} = X _ {i} \boldsymbol {\beta} _ {0} + \boldsymbol {e} _ {0 i} \end{array}\]

Si los términos estocásticos de la función de utilidad se distribuyen según una distribución normal, el modelo resultante es el modelo probit:

Según Cramer (1991, p. 77) expresiones no lineales raramente ofrecen mejoras sustanciales.

\[\begin{array}{r l} P _ {1 i} = F (V _ {1 i} - V _ {0 i}) & = \int_ {e _ {0 i} - e _ {1 i}} ^ {V _ {1 i} - V _ {0 i}} d \Phi (e _ {0 i} - e _ {1 i}) \\ i & = 1, 2, \dots n \end{array}\]

donde es el valor de la distribución normal acumulada de la variable . La estimación de los parámetros requiere una normalización para su identificación, haciéndose . De esta forma tenemos:

\[\begin{array}{r l} P (Y = 1) & = P (\varepsilon < X _ {t} \beta_ {1} - X _ {t} \beta_ {0}) = P (\varepsilon < X _ {t} (\beta_ {1} - \beta_ {0})) \\ & = P (\varepsilon < X _ {t} \alpha) = F (X _ {t} \alpha) \end{array}\]

Definidas las probabilidades de elección correspondientes a cada alternativa podemos construir la función de verosimilitud o de probabilidad conjunta de la muestra con el fin de obtener estimaciones de los parámetros del modelo y predicciones de dichas probabilidades de elección. Dicha función de verosimilitud se expresa en términos de los argumentos de la función de utilidad indirecta del individuo, del vector de características observables y de un conjunto de parámetros a estimar. El sistema de ecuaciones resultante no es lineal respecto a los parámetros impidiendo la obtención directa de sus estimaciones y necesitando la aplicación de algoritmos numéricos como el de Newton-Raphson o scoring. La última iteración de estos métodos generará el estimador máximo verosímil y permitirá derivar la expresión de la matriz de varianzas y covarianzas asintótica. La convergencia y la obtención de un máximo está garantizada en el caso binomial debido a que la función de verosimilitud es cóncava y la matriz de información positiva definida en cada iteración.

Los resultados de las estimaciones ofrecidos en el cuadro 15 establecen la importancia del nivel de renta en la adquisición de un seguro sanitario privado. Otras variables representativas de alguna forma de la posición económica de la familia, como el nivel de estudios o la situación profesional del sustentador principal, muestran el mismo efecto: positivo y creciente a medida que se pasa a niveles de estudio superiores, y positivo y mayor cuando se considera la situación de trabajador a cuenta propia. La edad del sustentador principal afecta a la probabilidad de tomar un seguro privado.

Teniendo en cuenta que, en nuestro modelo, la variable edad viene representada por los años y los años al cuadrado, la respuesta es de tipo no lineal. Se observa, finalmente, la importancia del lugar de residencia. Las familias residentes en las comunidades de Baleares, Cataluña y Madrid presentan mayor propensión a disponer de un seguro privado de carácter voluntario. Se han ensayado algunas interacciones entre variables explicativas pero ninguna de ellas ha resultado suficientemente significativa desde un punto de vista estadístico.

Los efectos que variaciones en las variables explicativas originen en la probabilidad de compra de seguro privado no puede se analizada directamente en modelos como el estimado aquí. La respuesta es de tipo no lineal y depende de los valores de la variable explicativa, como queda justificado atendiendo a que:

\[\frac {\delta \Phi (X _ {i} ^ {\prime} \beta)}{\delta X _ {i k}} = \phi (\overline {{X _ {i}}} ^ {\prime} \beta) \beta_ {k}\]

donde, Φ y φ son, respectivamente, las funciones de distribución y de densidad de una normal estándar evaluadas en el valor medio de las variables explicativas.

Si la variable explicativa es de tipo categórico, la variación se obtiene a partir de las probabilidades de las distintas categorías. Por ejemplo, si la variable X es una variable cualitativa que presenta m categorías, , , y el vector Z engloba al resto de variables, entonces el cambio en probabilidad de compra de un seguro al pasar de la categoría a la , evaluando el resto de variables en su valor medio, viene dado por:

\[\begin{array}{r l} P _ {t m} - P _ {t l} & = \\ & = \Phi (\overline {{Z}} ^ {\prime} \alpha + \overline {{X}} _ {2} \beta_ {2 ^ {+}} \dots + X _ {m - 1} \beta_ {m - 1 ^ {+}} \beta_ {m}) - \Phi (\overline {{Z}} ^ {\prime} \alpha + \overline {{X}} _ {2} \beta_ {2 ^ {+}} \dots + X _ {m - 1} \beta_ {m - 1}) \end{array}\]

El efecto positivo del nivel de renta puede ser recogido calculando la elasticidad resultante de las estimaciones de la ecuación 1 del cuadro 15. La elasticidad renta obtenida en el modelo estimado es igual a 0,359 lo que caracteriza el seguro privado como un bien normal. El valor es superior al obtenido en otros trabajos que utilizan sólo la muestra de activos , donde el efecto de una variación en el nivel de renta genera menores cambios en la probabilidad de compra de seguro sanitario. Por otro lado, podemos comprobar que el efecto marginal del nivel de renta es decreciente, lo que verifica la mayor disposición a asumir riesgos a medida que nos situamos en niveles de ingreso superiores (cuadros 16 y 17).

Véase, por ejemplo, Y. González (1995).

El mayor incentivo a comprar un seguro sanitario a medida que el nivel de estudios del sustentador es superior queda recogido en el figura 4 y en el cuadro 17. Las sendas obtenidas indican el crecimiento en la probabilidad para cualquier nivel de estudios al situarnos en valores de renta mayores siendo los valores de dicha probabilidad superiores en los niveles superiores de instrucción . Otras variaciones de interés son las que se generan en relación a la variable representativa de la clase social o grupo socioeconómico de la familia. En este caso, los resultados (a partir de la ecuación 2 del cuadro 15, y computando el resto de variables explicativas en su valor medio) muestran que la probabilidad de compra para aquellas familias pertenecientes a la clase I es de casi el 10%, siendo de algo menos del 13% para los pertenecientes a la clase II y del 8% para el resto de categorías (ver cuadro 18). Los cuadros 19 y 20 muestran las variaciones en probabilidad entre diferentes situaciones profesionales del sustentador principal, que confirman los resultados esperados.

Respecto al nivel de edad, la probabilidad de compra aumenta a medida que la edad del sustentador es superior (figura 5). La pequeña cuantía de la estimación del parámetro que acompaña a la variable edad al cuadrado, con efecto negativo, no permite neutralizar la influencia positiva de la edad en su valor crudo. Este hecho contrasta con los resultados obtenidos a nivel descriptivo en donde se aprecia que el porcentaje de compradores de seguro sanitario es menor al situarnos en la categoría de sustentadores mayores de 64 años.

Finalmente, podemos señalar el efecto del lugar de residencia. Los valores de la probabilidad de compra obtenidos en el caso de residencia en Cataluña alcanzan la cifra del 28%, siendo del 24% para los de Baleares y de 23,6% para los de Madrid. Por su parte, al probabilidad de compra para el resto de comunidades incluidas en la categoría base resulta ser únicamente del 8%. Parece evidente que la tradición aseguradora de ciertas zonas, así como la disponibilidad de una oferta sanitaria privada variada, son elementos fundamentales en la explicación de la tenencia de un seguro privado.

Y. González (1995).

8. Síntesis y conclusiones

En este trabajo se ha analizado la estructura y determinantes del gasto sanitario privado. Para ello se han utilizado dos enfoques distintos. El primero de ellos es esencialmente descriptivo de la situación. El segundo contiene elementos de modelización y permite explicar conductas y simular acontecimientos. En ambos casos, la información estadística empleada proviene de la fuente de datos que proporcionan las encuestas de presupuestos familiares realizadas por el INE así como, de manera complementaria, por lo que se refiere a la descripción del gasto sanitario privado, una elevación de la cifra nominal a la vez que un estancamiento de la proporción que esta magnitud supone respecto del gasto sanitario global que fluctúa alrededor del 20%.

El gasto sanitario privado recogido por las estadísticas de gasto de los hogares contiene elementos que implican decisiones de distinta naturaleza. En ocasiones, el servicio público ofrece prestaciones que son evitadas por los consumidores -según las manifestaciones de los entrevistados en algunas encuestas de opinión- en aras de una provisión más personalizada, con menor tiempo de espera y de ejecución del servicio. En este tipo de gasto, concurrente con el gasto público, el nivel de discrecionalidad en la decisión es considerable. La elasticidad de sustitución entre el gasto privado y el público, la elasticidad cruzada, es positiva. En el contexto del modelo sanitario español, el proceso de universalización de la cobertura pública y las restricciones presupuestarias que ahogan la capacidad de crecimiento del sistema ofrecido con financiación pública, ha provocado un aumento de la utilización de los recursos organizados desde el sistema nacional de salud. Esta razón, junto con las ya expuestas de preferencias por mejores servicios de hostelería y trato individualizado, justifican parte de las variaciones experimentadas en las proporciones que el gasto sanitario representa del gasto total.

Los hogares dedican el 8,5% de su presupuesto al pago de facturas relacionadas con la asistencia sanitaria. Con las cifras de la encuesta de 1990/91 esto significa una media de 65.085 pts. por hogar o, lo que es lo mismo, 19.103 pts. por persona. El precio pagado por los productos comercializados en las oficinas de farmacia y similares (medicamentos, material terapéutico, etc.) supone aproximadamente el 40% de aquellas cantidades. Esta cifra se ha mantenido estable en el tiempo transcurrido desde la anterior consulta a los hogares españoles en 1980. Sin embargo, las variaciones en la estructura del gasto privado se han producido en los servicios médicos y las primas por pólizas de seguros sanitarios. Ha habido un ligero incremento de la proporción dedicada a pagos por servicios médicos y un descenso en la relativa a los seguros sanitarios. Estas variaciones se deben fundamentalmente al aumento del consumo de servicios de dentista que significan actualmente cerca de la tercera parte de la factura sanitaria total.

La mejor perspectiva de los cambios en el gasto sanitario privado la ofrece la estimación del gasto concurrente. El 51,25% del gasto sanitario se dedica a pagar consumos sanitarios que podrían evitarse acudiendo a los servicios ofrecidos por el sistema público. El 22% de esta cantidad corresponde al gasto en seguros privados, mientras que el 61% del gasto no concurrente es producto de las facturas del dentista. La distribución de estas cuantías según características socio-demográficas y económicas de las familias pone de manifiesto evidentes problemas de equidad en el acceso. La clase social más elevada gasta 2,5 veces más que la clase más desfavorecida en lo referente a los gastos concurrentes -en los que, insistimos, la decisión que implica el uso del servicio y por lo tanto el gasto derivado tiene una componente de voluntariedad muy apreciable-, mientras que la relación entre lo gastado en estos mismos conceptos por las familias con mayor nivel de educación, con respecto a las de nivel inferior es de 5,8 a 1. Por otra parte, la dimensión de los hogares también influye en la dedicación de parte del presupuesto al gasto concurrente: los hogares con 3 o más adultos y niños gastan 1,5 veces más que los hogares unipersonales.

En otro orden de cosas, hemos destacado también la diferente propensión al gasto sanitario privado por parte de las familias según cuál es su condición económica. Concretamente, la encuesta utilizada revela que cerca del 90% de las familias situadas en las dos decilas superiores de renta acaban manifestando que han realizado algún tipo de gasto. En el otro extremo, las familias pertenecientes a las dos decilas inferiores presentan proporciones de gasto que alcanzan, respectivamente, el 40% y el 60%.

Esta panorámica revela la necesidad de afrontar el problema de la estimación de los parámetros en un modelo econométrico para explicar conjuntamente la propensión al gasto y los argumentos que determinan las variaciones en el gasto sanitario. Para ello, hemos procedido a estimas dos tipos de modelos. En primer lugar, un modelo que explique las variaciones en el gasto sanitario directo, es decir, excluyendo el gasto en primas por pólizas de seguro privado. En esta modelización se excluyeron las familias que declaran tener una póliza privada, puesto que su utilización de los servicios sanitarios viene garantizada con cargo a dicho contrato de seguro. En segundo lugar, hemos estimado un modelo explicativo de la decisión de toma de un seguro privado como mecanismo alternativo de garantizar el acceso a los servicios sanitarios. Aquí, la muestra utilizada ha sido toda la disponible a partir de la EPF de 1990/91.

Los resultados obtenidos permiten evidenciar la importancia de la renta en la decisión de acceder al consumo sanitario privado. Las variables utilizadas en el análisis como proxy de la necesidad en la salud son también factores explicativos de aquella decisión. La segunda etapa en la secuencia modelizada da cuenta de las variaciones en la cantidad gastada, entre aquellas familias que realizaron gasto. La capacidad adquisitiva, representada por la renta, determinaba la decisión de compra pero, en cambio, no influye significativamente en la cuantía del mismo. Se apuntan indicios de existencia de un cierto factor de escala en la composición de los hogares. El elemento añadido en el hogar, para igual nivel de renta de la familia, implica un menor gasto sanitario adicional. Más específicamente, la presencia de un hijo menor de 5 años en una familia, cuyos progenitores tengan edades comprendidas entre 24 y 60 años, se traduce en un aumento de más del 50% de su gasto sanitario privado.

En segundo lugar, se ha procedido a estimar un modelo para explicar la propensión de las familias a tener un seguro sanitario privado como doble cobertura de riesgos. De nuevo, el factor renta se consolida como un atributo explicativo de las variaciones observadas en la muestra. El efecto marginal es, sin embargo, decreciente. Niveles de estudio superiores, clase social más elevada y edad del sustentador principal más avanzada contribuyen a aumentar la probabilidad de compra.

En ambos modelos se pone en evidencia la importancia de la renta como factor determinante del acceso al consumo privado, sea éste el que corresponde a la obtención de beneficios en salud como consecuencia de la prestación directa de un servicio sanitario o, por otra parte, a las garantías derivadas de la suscripción de pólizas de seguros privados. En ambos casos, los resultados obtenidos alertan de las implicaciones que supondría la introducción de elementos desincentivadores del acceso a los servicios públicos incorporando mayores cuotas de financiación compartida por la vía, por ejemplo, de copagos o de imposición añadida a ciertos consumos sanitarios del catálogo de prestaciones públicas.

Cuadro 1

Distribución del gasto sanitario privado

en millones de pts. corrientes en pesetas corrientes Fuente: Encuesta de Presupuestos Familiares 1990/91. INE.

Fuente: Encuesta de Presupuestos Familiares 1990/91. INE.

en millones de pts. corrientes en pesetas corrientes Cuadro 2

Distribución del gasto sanitario privado total y per cápita

FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Cuadro 3 Medidas descriptivas de las variables utilizadas en el análisis

Denominación de las variables y su definición

FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Cuadro 7

Nota: Entre paréntesis, grados de libertad del contraste

Nota: El parámetro sigma i el error estándar de la regresión ha sido ajustado por selectividad. Rho: coeficiente de correlación entre el modelo probit y la ecuación de regresión. FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Cuadro 9 Efectos de la renta (gto. total) y variables demográficas sobre el Gasto Sanitario Privado: Valores de Simulación

Nota: Media muestral gasto sanitario privado: 49 504. La línea base de la simulación ha sido estimada en la media muestral de las variables explicativas, excepto para las variables demográficas.

Seguro de asistencia sanitaria (Tasas de variación anual media) Cuadro 10: Variación del negocio asegurador FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Cuadro 11 Distribución de las primas y las personas aseguradas por Comunidades Autónomas.

Fuente: Dirección General de Aseguramiento y Planificación Sanitaria. Ministerio de Sanidad y Consumo.(Primas en millones de pesetas. Personas en miles. 1=dato del año 1990. 2=dato del año 1987.)

FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Cuadro 14 Distribución de diversos indicadores sanitarios según el régimen económico del establecimiento. Fuente: Establecimientos sanitarios en régimen de internado. 1993. Instituto Nacional de Estadística.

Cuadro 15 Estimaciones Probit. (n = 21.155)

(Error Estandar entre paréntesis. Ln L = Logaritmo de la función de verosimilitud. % P.C. = porcentaje de predicciones correctas. Grados de libertad de la en paréntesis en la asimetría, kurtosis y normalidad)

Cuadro 16 Probabilidades según distintos niveles de renta per cápita

Cuadro 17 Probabilidades según nivel de estudios del sustentador principal para distintos niveles de renta per cápita

Cuadro 18 Probabilidades estimadas y frecuencias observadas según Grupo Socioeconómico

Cuadro 19 Probabilidades según situación profesionales del sustentador para distintos niveles de renta per cápita

Cuadro 20 Probabilidades estimadas y frecuencias observadas según Situación Profesional del sustentador principal

Cuadro 21 Probabilidades estimadas y frencuencias observadas según Comunidad Autónoma de residencia

Fuente: OCDE - CREDES y elaboración propia FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Fuente: Encuesta de Presupuestos Familiares 1990/91 y elaboración propia FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Nota N1: N° de miembros > 60 N2: N° de miembros entre 24 y 59 N3: N° de miembros entre 14 y 23 N4: N° de miembros entre 5 y 13

Fuente: Encuesta de Presupuestos Familiares 1990/91 y elaboración propia FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Fuente: Encuesta de Presupuestos Familiares 1990/91 y elaboración propia FEDEA - D.T. 96-10 por C. Murillo, S. Calonge e Y. González

Probabilidad de compra de seguro sanitario según la edad del sustentador principal

Probablyliad

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COLECCION RESUMENES

96-01: "El mercado de depósitos español (1985-1994): Bancos versus Cajas de Ahorro", Juan Coello.

95-01: "Geografia económica y política territorial", CEP, FEDEA (Coordinador), IKEI e IVIE.

TEXTOS EXPRESS

96-01: "La Seguridad Social del siglo XXI y la reforma de las pensiones de 1996", José A. Herce.

95-02: "La reforma de las pensiones: Una encuesta rápida entre los analistas del sistema español", Coordinada por José A. Herce y Victor Pérez Díaz.

95-01: "Los problemas de la Sanidad en España: Una encuesta rápida entre los expertos en economía de la salud", Coordinada por José A. Herce, Juan Cabasés y Guillem López i Casasnovas.

DOCUMENTOS DE TRABAJO

96-10: "La financiación privada de los servicios sanitarios", C. Murillo, S. Calonge e Y. González.

96-09: "Los efectos visibles de la reforma laboral de 1994", Juan F. Jimeno.

96-08: "Diseño y evaluación de estrategias de desregulación en el sector sanitario público en España", Juan Manuel Cabasés Hita y José Martín Martín.

96-07: "Efectos de políticas macroeconómicas en una unión monetaria con distintos grados de rigidez salarial", Carlos de Miguel Palacios y Simón Sosvilla-Rivero.

96-06: "Environmental consequences of the Community Support Framework 1994-1999: Energy consumption and associated emissions in Spain. A HERMIN-model based evaluation", Vicente Antón, Andrés de Bustos, José A. Herce y Simón Sosvilla-Rivero

96-05: "El paro en España: Una encuesta a estudiosos del mercado de trabajo", Sonsoles Castillo, Rosa Duce y Juan F. Jimeno.

96-04: "Los sistemas mixtos de retribución como alternativa al pago por salario y su repercusión sobre la eficiencia del sistema sanitario", Marisol Rodríguez, Diego Rodríguez e Ignacio Abásolo.

96-03: "La creación de un mercado de medicamentos genéricos en España", Félix Lobo.

96-02: "La acreditación de hospitales: Un paso hacia la liberalización del mercado hospitalario español", Lluís Bohigas.

96-01: "La persistencia del paro: Economía y factores institucionales", Juan F. Jimeno.

95-26: "El crecimiento económico en España, 1964-1993: Algunas regularidades empíricas", Oscar Bajo y Simón Sosvilla-Rivero.

95-25: "Análisis de modelos alternativos de retribución de las oficinas de Farmacia", Ramón Gisbert, Joan Rovira y Rafael Illa.

95-24: "Teoría de los ciclos reales y fluctuaciones agregadas de la economía española", Luis A. Puch y Omar Licandro.

95-23: "La financiación hospitalaria basada en la actividad en sistemas sanitarios públicos, resulación de tarifas y eficiencia: El caso de la concertación hospitalaria en Cataluña", Guillem López i Casasnovas y Adam R. Wagstaff.

95-22: "Differential-difference equations in economics: On the numerical solution of vintage capital growth models", Raouf Boucekkine, Omar Licandro y Christopher Paul.

95-21: "Utilización del capital y ciclo económico español", Omar Licandro, Luis A. Puch y Ramón Ruiz-Tamarit.

95-20: "Empleo y sobrecualificación: El caso Español", José García Montalvo.

95-19: "Mecanismos óptimos de adjudicación de contratos públicos: La adquisición de material de telecomunicaciones y la venta del espectro de frecuencias de radio", Alessandro M. Manelli y Daniel R. Vicent.

95-18: "Regulación y eficiencia de la atención sanitaria primaria en España", Juan Gérvas y Vicente Ortún.