OPINIÓN

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A vueltas con el aseguramiento sanitario privado

Guillem López-Casasnovas^a,b / Marc Sáez^a,c
aCentre de Recerca en Economia i Salut (CRES). Universitat Pompeu Fabra. Barcelona.
^bDepartamento de Economía y Empresa. Universitat Pompeu Fabra. Barcelona. España.
^cGrup de Recerca en Estadística, Economia Aplicada i Salut (GRECS). Universitat de Girona. Girona. España.

(Apropos of private health insurance)

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El texto que sigue contiene un conjunto de argumentos que circundan el debate sanitario en lo que se refiere al papel del aseguramiento privado en un contexto de aseguramiento coactivo (público). Se trata, a nuestro entender, de argumentos que, siendo equívocos, son impulsores de políticas sanitarias segadas -a favor o en contra, a conveniencia- del aseguramiento privado. Se contrapone a dicho estado de cosas la fundamentación disponible desde la economía de la salud, intentando separar la teoría del prejuicio, por muy ligado que éste pueda parecer a la realidad empírica observada. Se discute la dificultad de realizar el análisis en que se «endogenice» la compra de seguro y se vincule dicha compra a la caracterización de la salud de sus suscriptores de póliza. Finalmente, se ofrecen unos comentarios específicos derivados de una muestra reducida, aunque sensible al objetivo de este tipo de análisis.

Probablemente, los temas del aseguramiento sanitario privado son los peor comprendidos y analizados en la economía de la salud de nuestro país. Estamos tan abocados a lo que tenemos, que resulta difícil recuperar la perspectiva para analizar lo que podría ser y no es. No es casualidad que se entiendan tan poco las implicaciones del teorema de Rothschild-Stiglitz¹ sobre la superioridad paretiana de un sistema de aseguramiento coactivo sobre un mercado competitivo. Se ignora a menudo que el acuerdo unánime (de ahí que paretiano -«todos ganan»- y, por tanto, estructural, normativo, sin necesidad de argumentos ideológicos coyunturales, etc.) a favor de una prima única comunitaria, un pool básico de contingencias obligatoriamente protegido, se fundamenta precisamente en la necesidad, y no en la ausencia, de un aseguramiento complementario privado. Sin éste no hay efectivamente pareto-superioridad, ya que es lo que determina, por encima del seguro obligatorio, el equilibrio separador en el que ambas partes (los buenos y malos riesgos poblacionales) mejoran su bienestar a la vez. El alcance del componente obligatorio depende del peso de la población de riesgos altos en la población total, lo que suele determinar una cobertura pública mínima básica. Siempre, claro está, bajo el supuesto de una disponibilidad de información asimétrica (Cardon y Hendel niegan aquí «la mayor»)² y el fallo del mercado competitivo por la aparición de la forma de externalidad.

Es obvio que en la prima única resultante los buenos riesgos estarán subvencionando a los malos, dado que pagan más que lo que les correspondería por una prima actuarialmente justa específica para ellos. Pero éste es un subsidio que desean pagar para conseguir privadamente, a partir de dicho nivel básico, el aseguramiento al que de otro modo no podrían acceder (ya que los malos riesgos depredarían su oferta). Esta ganancia resulta particularmente importante en función del valor que los ciudadanos otorguen al aseguramiento, por sus efectos de renta sobre el consumo (aumenta el acceso a las prestaciones) y, por tanto, en la maximización de las utilidades condicionadas a la aparición de la contingencia de la pérdida de salud. Ello modifica la función de demanda original (nuevas teorías de Nyman)³ según la aversión al riesgo observada y la concavidad de sus funciones de utilidad (teoría convencional del seguro). Por tanto, del teorema mencionado se deriva un seguro público coactivo (que aquí identificamos como público), básico y no omnicomprehensivo, necesitado de un seguro voluntario (aquí identificado como privado) complementario importante. Éste supone primas privadas adicionales a la pública (ésta sí, no las primeras, común a ambos grupos de riesgo) y sin que haya una justificación inicial para su prestación en especie a través del entramado público burocrático. El «vale» y la concertación son instrumentos compatibles con el equilibrio propuesto, y la «gratuidad» (nada es gratuito) es compatible con fórmulas de transferencias de renta (más altas para los colectivos más necesitados, si se desea), lo que no sustituye completamente la capacidad de pago. El objetivo es que la prima no dependa del riesgo poblacional para el tramo de aseguramiento público obligatorio, pero sí quizás de la renta o la disponibilidad a pagar, que en caso de mostrar sesgos a favor de uno u otro colectivo (riesgos altos concentrados en las personas más pobres) requeriría garantizar su capacidad de pago a través de transferencias públicas, selectivas para dicho colectivo.

Como destacó Culyer³, para derivar la superioridad de la prestación en especie (típica de los servicios nacionales de salud) frente a la monetaria (más propia de los sistemas de aseguramiento social), hace falta argumentar algo más acerca de la naturaleza de las funciones de utilidad de ambos colectivos, su interdependencia (ya por altruismo o por puro egoísmo de uno que requiere el nivel de utilidad del otro como argumento en su propia función de utilidad), y el modo en que se puede asegurar mejor el acceso (o consumo) de dicho bien de mérito entre las partes.

Más allá de la teoría, los desarrollos argumentales sobre el aseguramiento sanitario aparecen a menudo desde los ámbitos de la política sanitaria, teñidos de prejuicios políticos: ¿qué debe garantizarse públicamente?, ¿con qué criterios de inclusión?, ¿qué conviene dejar a la responsabilidad privada?, ¿con qué nivel de regulación?, ¿qué nivel de compatibilidad profesional exigir entre lo público y lo privado?, ¿cómo integrar la cobertura privada cuando la pública se transfiere en el ejercicio de su gestión también al aseguramiento o proveedor privado (conveniado públicamente)?

Suele preocupar también la equidad de lo que se adquiera privadamente a través de dicho seguro: prestaciones complementarias a lo que el sector público no ofrece, servicios acaso duplicados, con distintos componentes asistenciales, etc. En definitiva, ¿quién compra aseguramiento privado?, ¿por qué lo hace?, ¿a alguien con cobertura sanitaria pública suficientemente extensiva?, ¿por qué le puede interesar asegurarse doblemente por determinadas prestaciones sanitarias? Entre dichos asegurados, encontramos ¿los más ricos?, ¿los relativamente más enfermos?, ¿los que se identifican mayormente como tales por autopercepción, más que por condición objetiva?, ¿los más hipocondríacos?, ¿los más adversos a las consecuencias de la enfermedad?

Todos ellos son temas relevantes en el campo de la política sanitaria y que se plasman en las valoraciones que podamos hacer después sobre la equidad de acceso y consumo de los servicios sanitarios (ya sean públicos, privados o ambos a la vez). Así, los condicionantes derivados del aseguramiento, ya sea complementario (a la Rothschild-Stiglitz¹) (p. ej., en nuestro país con las incipientes pólizas de salud bucodental, detalles aparte, por el momento, de sus elevadas franquicias y precios conveniados no competitivos) o como cobertura duplicada (ofertadas públicamente pero sustituidas por la prestación privada de mayor calidad percibida en alguno de sus diferentes aspectos), coloca sobre la mesa determinadas cuestiones: a) ¿por qué razón los ciudadanos con problemas de salud similares difieren en su utilización de los servicios médicos?; b) ¿qué costes o barreras de acceso interfieren y cómo incide ello en la equidad de los sistemas públicos y en el control del gasto?, y c) ¿deberíamos subvencionar la compra de seguro sanitario privado? Adicionalmente, ¿cómo varía nuestra opinión anterior con la constatación de los siguientes aspectos: a) los individuos que se han de asegurar privadamente por requerir una utilización más elevada de los servicios sanitarios, al tener peor salud, son los pobres; b) dicha cobertura privada ahorra la utilización de los servicios sanitarios, de otro modo pública, de los más pudientes, que así evitan el sistema público, o c) la doble cobertura no sustituye efectivamente la utilización «necesaria», sino simplemente genera muchas más visitas «innecesarias» (resultantes del «abuso moral»). En definitiva, ¿se debe el mayor porcentaje de visitas observado a que dichos asegurados están más enfermos o simplemente a que dado que están «más asegurados» consumen en exceso?

Cuestiones clave para el análisis empírico

El tema clave en la aproximación empírica adoptada a las anteriores respuestas tiene que ver con la supuesta exogeneidad o endogeneidad de la decisión de compra de seguro sanitario, resultado a su vez de una potencial mayor demanda, ya sea por una mayor «necesidad» (peor estado de salud), por una mayor oferta privada de servicios, por el efecto de una renta más elevada y una mayor disposición a pagar por determinados servicios prestados privadamente, o por los costes de espera diferenciales entre prestación pública y privada.

Algunos trabajos⁴ apuntan que, para Cataluña (Encuesta de Salud de 1994), los ciudadanos que se aseguran doblemente son los que presentan un peor estado de salud. Éste es el caso al menos de los cabezas de familia, que son quienes previsiblemente inducen la suscripción de la póliza para el conjunto de la familia. Sin embargo, parece que para las familias la doble cobertura incentiva una mayor utilización innecesaria de servicios, aunque ello no puede considerarse totalmente un resultado del abuso moral (sobreconsumo, dada la cobertura adicional). En efecto, los cabezas de familia, suscriptores iniciales de las pólizas, ceteris paribus, parecen situarse en el segmento de peor salud relativa, de modo que de no considerar dicho factor estaremos sesgando al alza el impacto del aseguramiento sobre la utilización, generando la falsa impresión de que dicho seguro crea un exceso de consumo. Si esto es así, las aseguradoras privadas cubrirían un segmento de «malos» y no de «buenos» riesgos, contrariamente a lo que a menudo se prejuzga.

El tema tiene un interés adicional a la vista de los cambios introducidos en la fiscalidad de los seguros sanitarios en el Estado español. El nuevo Impuesto sobre la Renta de las Personas Físicas (Ley 40/1998) ha introducido la posibilidad de considerar rentas en especie, exentas de tributar pero susceptibles de ser computadas como gasto en el impuesto de sociedades, las primas o las cuotas satisfechas, hasta un máximo predeterminado, por cobertura sanitaria a entidades aseguradoras. Dicha política resulta coherente con la investigación aquí comentada, en el sentido de que si se extiende el sistema de aseguramiento a través de las empresas, se relaja el efecto que comporta la suscripción privada, preferentemente de «malos riesgos», si bien con el coste de sobreasegurar (individuos que sin la convención anterior no se asegurarían) y a expensas de plasmarse en un gasto fiscal regresivo⁵.

La preocupación por la equidad del acceso al aseguramiento sanitario privado

¿Un criterio determinado de equidad debería justificar que las primas privadas complementarias (engarzadas las prestaciones públicas con las privadas, atendiendo a sus diferentes ratio coste-efectividad, e incorporados los componentes de calidad) fueran reguladas públicamente, de modo que pudieran diferenciarse por distintos grupos poblacionales (edad/sexo) pero no por características individuales de riesgo sanitario dentro de cada cohorte (como hacen, en general, los reguladores holandeses con sus aseguradoras, que compatibilizan de este modo la gestión del paquete público de prestaciones con el privado previamente asegurado)? Si el aseguramiento privado duplica la cobertura pública y, como tal, genera un sobreconsumo innecesario (moral hazard) en niveles particularmente altos de renta, ¿por qué deberíamos preocuparnos por incentivar dicho aseguramiento, compensando de otro modo la menor capacidad de algunos grupos de contratar dicho tipo de cobertura? ¿Es separable mostrar unos buenos niveles de salud con el hecho de una mayor utilización sanitaria, ni que sea la derivada de la moral hazard procedente del aseguramiento privado (más utilidad percibida aunque no efectividad clínica)? ¿No debería hacerse hincapié en el modo en que se utilizan los dispositivos asistenciales públicos y cómo se compatibiliza el ejercicio profesional, cuando ambas prácticas coexisten en un sistema sanitario, y no en las supuestas inequidades que provoca una utilización innecesaria o que valora los componentes de calidad no objetivables, por muy ligada a la renta que esté? Si realmente dicha utilización privada sustituye, aunque sea en parte o incluso sólo la innecesaria, la utilización pública, ¿no debería juzgarse positivo dicho ahorro para un sistema sanitario público en insuficiencia financiera permanente? ¿Cabría pensar incluso en su subsidiación, si consideramos que no toda la utilización que añade la cobertura privada es innecesaria, y que dicho componente de gasto privado contiene por tanto elementos de mérito social? Si la mayoría de asegurados corresponde a los ciudadanos de renta elevada, y todo lo demás es igual (condición de salud), éstos son más consumidores de servicios (por su mayor educación o facilidad de acceso al sistema sanitario público), ¿puede valorase que este «copago» es beneficioso para descargar la utilización del sistema público hacia el privado de una manera tendencialmente progresiva (afecta menos a los más pobres)? ¿No podría considerarse positiva la capacidad de compra del aseguramiento privado sobre parte del dispositivo asistencial público que, al menos en este tramo, se vería obligado a competir, ofertando servicios, ajustando calidades, fuera del monopolio/monopsonio público de provisión?

Torturar los datos no es buena prescripción. En la Encuesta de Presupuestos Familiares hay indicaciones de gasto, pero son decisiones del cabeza de familia (en nombre de todos, donde normalmente son las familias las beneficiarias de las pólizas); de las condiciones de salud de éste y su familia nada sabemos en la citada encuesta. Utilizar en su lugar subrogados tipo «edad y sexo», cuando de la simple observación poblacional se conoce la existencia de una pirámide menos envejecida en el aseguramiento privado, no deja dudas de que la variable explicativa «edad» (como reflejo de «más necesidad») determinará la conclusión de que los «sanos »se aseguran más privadamente. Si un ciudadano se asegura para mejorar su acceso al médico especialista, ¿qué sentido tiene derivar como expresión de sobreconsumo (moral hazard) la constatación de que los asegurados privados (conviene ahora utilizar dicha variable como explicativa y no como variable a explicar) generan un mayor número de visitas al especialista? ¿Acaso no era ya ésta la motivación de asegurarse pagando por ello? Considerar que todos los asegurados de MUFACE que reciben atención desde una aseguradora privada tienen cobertura tan sólo sustitutiva supone ignorar la realidad; lo mismo ocurre para las comparaciones entre situaciones de aseguramiento complementario, de prestaciones concurrentes o no con las públicas. Todo ello son supuestos que implícitamente son decisivos para las conclusiones. Finalmente, es más problemático lo siguiente: ¿se puede interpretar que la «no contratación» de un aseguramiento privado por parte de algunos colectivos genera una inequidad que debería preocupar a la Administración pública? ¿Se debería reforzar en las actuales circunstancias la capacidad de pago de los que no acceden a dicha forma de aseguramiento (o más aún, no la priorizan) a través de transferencias o gastos fiscales para que sí puedan acceder? ¿Es acaso lógico que ante un déficit observado (p. ej., respecto a las visitas a los especialistas, manteniendo todo lo demás igual) entre un asegurado sólo públicamente y otro que lo complementa de forma privada, el Estado compense el diferencial observado a través de incentivar desde lo público el incremento del consumo especializado? ¿Aunque sea «innecesario»? ¿Aunque no haya sido priorizado dicho consumo en su cesta de gasto? ¿Qué criterio de justicia social postulamos para favorecer una igualación de capacidades de gasto indiscriminadamente entre distintos servicios sanitarios, redistribuyendo la renta? ¿Puede ser la renta el elemento de estandarización de la «necesidad» (como se hace en el conocido Equity Project⁶) y juzgar después las diferencias en los índices de contratación entre renta y utilización estandarizada por necesidad (inclusive de la propia renta)?

Una «tortura» similar de métodos puede observarse en las aproximaciones paramétricas y semiparamétricas al uso. Entre otras, la más destacada, la escasa potencia de los contrastes de endogeneidad, en particular en estimaciones con datos de panel, o la falta de estimación de modelos simultáneos estructurales (más que de sus simples formas reducidas), la falta de un control completo de la heterogeneidad individual no observada, el tamaño reducido de las muestras utilizadas o el necesario diseño observacional de los estudios. Todo ello limita, consecuentemente, las inferencias que de ellos puedan derivarse⁷.

Algunas observaciones nuevas de una base de datos particular

Algunas de las cuestiones anteriores no siempre encuentran una fácil resolución empírica, a la vista de los datos disponibles para la contrastación de hipótesis. Por ejemplo, en nuestro país, en las encuestas de gasto, como se ha comentado, no hay una caracterización de las condiciones de salud de las unidades familiares, lo que obliga a utilizar factores que acaban siendo arte y parte -de «necesidad» y de «utilización» a la vez (edad, sexo)-, con lo que en las hipótesis usadas podemos estar ya determinando los resultados. Algo parecido ocurre al tener que referir la decisión de gasto (privado y/o cuando es separable, de compra de seguro, dada la distinta racionalidad que tiene el pago directo en el momento del consumo respecto al prepago en el aseguramiento) al cabeza de la unidad familiar, ignorando por tanto la composición familiar y distintos aspectos de necesidad sanitaria de sus beneficiarios. O la utilización del gasto en adicciones sobre el tabaco como nivel de deterioro de salud, cuando posiblemente el tabaco más caro es menos perjudicial, etc.

Muy a menudo, en los modelos de doble valla (acceder o no, y una vez se accede, cuánto se consume) se consolidan diferentes estados de salud en unas pocas agrupaciones (mala y muy mala, buena y bastante buena, como un todo) sin que la métrica de las respuestas resulte clara ni proceda una análisis de sensibilidad al respecto. De modo similar, a veces resulta difícil para los encuestados separar la utilización (a 15 días o a 12 meses vista) entre médico generalista y especialista, entre médico de atención pública o privada.

Las anteriores dificultades motivan que en esta sección se ofrezcan comentarios sobre unos datos cualitativamente superiores, aunque de alcance más limitado. Se trata, por tanto, de resultados de una muestra específica de consumo que permite un mayor conocimiento de la utilización de servicios sanitarios y de caracterización de la población (renta, estilo de vida, condiciones mórbidas), aunque confinada a la Región Sanitaria de Girona¹.

Descripción de los datos y muestra de referencia

Como es sabido, el sistema de salud catalán está caracterizado por una separación entre la provisión de los servicios sanitarios, por un lado, y su financiación, por otro. Mientras la financiación es totalmente pública, los proveedores (en el caso de los servicios sanitarios de atención primaria, denominados equipos de atención primaria [EAP]) pueden ser tanto públicos (90,4%) como privados (9,6%). Entre los proveedores públicos el Instituto Catalán de la Salud (ICS) es el más importante (el 78% de todos los EAP). En la Región Sanitaria de Girona la importancia del ICS es relativamente menor (el 70,8% de todos los EAP). Cada EAP es un equipo multidisciplinario de profesionales tanto sanitarios como no sanitarios que gestiona un área básica de salud (ABS), una división territorial de la región de salud. Todos los residentes en la zona cubierta por la ABS son asignados al EAP responsable de la ABS correspondiente. En el estudio aquí referido participaron 13 ABS de la Región Sanitaria Girona (la Región Sanitaria Girona se corresponde, con la excepción de la comarca de la Cerdanya, con la provincia de Girona). gestionadas por el ICS (de un total de 28 en toda la región). Esto representó el 37,2% de la población de la provincia (el 47,1% de la población cubierta por el ICS), un 36,8% varones (46,6%) y un 37,7% mujeres (47,7%).

De esta población se extrajo una muestra aleatoria de la población asignada a las 13 ABS del proyecto. Específicamente, se calculó en primer lugar el tamaño muestral para cada ABS de forma proporcional a su población asignada. Después, se extrajo una muestra aleatoria estratificada definida por el sexo y por grupos de edad (5-14, 15-24, 25-34, 35-44, 45-54, 55-64, 65-74, 75-84 y > 84 años). Sobre ellas se prepararon 978 entrevistas (471 varones y 508 mujeres) y el mismo número de sustitutos (emparejados por sexos y grupo de edad). Después de depurar la muestra (debido a la falta de respuestas imposibles de sustituir, los cambios de dirección, las respuestas incoherentes, etc.) nos quedamos finalmente con 734 encuestas válidas (el 45,4% correspondió a varones y el 54,6% a mujeres). El 38% fueron sustitutos, principalmente debido al rechazo (46,2%) o la imposibilidad de encontrar al individuo de la lista principal (43,6%).

Cada encuesta consistió en un cuestionario y en la medición de un conjunto de variables de salud (peso, altura, presión arterial sistólica y diastólica). El cuestionario se estructuró en diversas partes independientes: utilización de servicios sanitarios; datos socioeconómicos; información general sobre hábitos de salud (dieta, tabaco); actividad física (voluntaria e involuntaria), y cuestiones específicas para individuos obesos y con sobrepeso. El principal análisis estadístico realizado en este trabajo consistió en la estimación de regresiones logísticas, en las que la variable dependiente era dicotómica (1, respuesta afirmativa a la pregunta formulada; 0, otro caso) y las variables explicativas las comentadas en su caso, controlando en cualquier caso por sexo y edad.

Algunas observaciones remarcables

Las diferencias en la renta, a igualdad de edad y sexo, predicen la compra de un seguro sanitario privado. En particular, la probabilidad de contratar un seguro sanitario privado es más de 3 veces mayor si un individuo tiene una renta familiar neta mayor de 1.500 euros al mes que en otro caso. A igualdad de edad, sexo y nivel de ingresos, ciertas condiciones crónicas de salud, en particular la presencia de artrosis y la condición de ex fumador, aumentan la probabilidad de suscribir un seguro sanitario privado (la probabilidad es el doble en el caso de la artrosis y un 70% en el caso de los ex fumadores). No es éste el caso de otras afecciones crónicas, ciertamente prevalentes, como la diabetes mellitus (tipo 2), la hipertensión, la dislipemia o las enfermedades cardíacas o circulatorias (entre otras).

Cuando se considera únicamente a los individuos que contrataron un seguro sanitario privado, siempre a igualdad de edad, sexo y nivel de ingresos, se comprueba que ello no afecta a la utilización de servicios sanitarios: todos los individuos muestran la misma probabilidad de consultar a un profesional sanitario, ya sea de atención primaria o especializada, o se trate de un profesional público o privado. Sin embargo, esta probabilidad depende de la condición de salud que presente el individuo. En este sentido, cuando se considera únicamente a los individuos que contrataron un seguro sanitario privado, a igualdad de edad, sexo y nivel de ingresos, los que presentan un problema de salud agudo (no crónico) tienen más probabilidad de consultar a un profesional de atención primaria público (casi un 80% más) que en otro caso (que no presentasen un problema de salud agudo).

Por otra parte, por lo que se refiere a los problemas crónicos de salud, cuando se considera únicamente a los individuos que contrataron un seguro sanitario privado, a igualdad de edad, sexo y nivel de ingresos, los que presentan depresión tienen más probabilidad de consultar a un especialista (un 90% más en el caso de las mujeres y un 80% más en el caso de los varones) que en cualquier otro caso. Es interesante señalar que es más probable que se consulte a un especialista del sistema público si se trata de la primera visita (con una probabilidad del 70%) y de un especialista privado si no es la primera visita (con una probabilidad del 57%).

Conclusiones

Los argumentos que circundan el debate sanitario respecto al papel del aseguramiento privado contienen, a nuestro entender, fundamentos equívocos que son impulsores de políticas sanitarias segadas, a conveniencia, sobre este tipo de aseguramiento. Se destaca en el trabajo la dificultad de contar con modelos y datos que permitan «endogeneizar» la compra de seguro sanitario y se pueda vincular dicha compra a la caracterización de la salud de los suscriptores de dichas pólizas. Se han ofrecido, finalmente, unos comentarios específicos sobre datos observados a partir de una muestra más reducida, aunque especialmente sensible al objetivo de este tipo de análisis. En definitiva, la pregunta que hay que responder a la hora de enjuiciar el aseguramiento privado complementario es cómo influye éste en los estados de salud de la población. Sólo sobre ello pueden formularse políticas sanitarias y objeciones serias sobre su repercusión respecto a la equidad.

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Agradecimientos

Este trabajo, enmarcado en el proyecto «La dinámica del estado de salud y los factores socioeconómicos a lo largo del ciclo vital. Implicaciones para las políticas públicas», Fundación BBVA, ha recibido financiación adicional del proyecto 115/28/2000 de la Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdiques (AATRM), Servei Català de la Salut, Generalitat de Catalunya. Agradecemos los comentarios de los evaluadores anónimos del texto inicial.

Bibliografía

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Correspondencia: Guillem López Casasnovas.
Centre de Recerca en Economia i Salut. Universitat Pompeu Fabra.
Ramon Trias Fargas, 25-27. 08005 Barcelona. España.
Correo electrónico: guillem.lopez@upf.edu

Recibido: 22 de julio de 2004.
Aceptado: 29 de noviembre de 2004.