I Norge ble private helseforsikringer tilgjengelige via norskregistrerte forsikringsselskaper fra slutten av 1990-årene. Tilbudet omfatter primært operasjons- eller behandlingsforsikringer. De private forsikringene lover redusert ventetid for behandling sammenliknet med den offentlig finansierte helsetjenesten.
Etterspørselen etter private helseforsikringer var lenge svak, men økte betydelig fra 2003. Ved inngangen til 2007 hadde mer enn 80 000 personer private helseforsikringer gjennom norskregistrerte selskaper. I tillegg hadde 2 000 – 2 500 personer private forsikringer i utenlandsregistrerte selskaper. Samlet utgjorde dette 1,8 % av befolkningen. Om lag 75 % av de forsikrede hadde kollektive avtaler i bedriftsmarkedet, de resterende hadde individuelle avtaler. De vel 60 000 som var forsikret gjennom bedriftsmarkedet, utgjorde ca. 2,5 % av landets sysselsatte (1).
Den sterke veksten faller i tid sammen med en endring i skattereglene iverksatt fra 1.1. 2003. Arbeidsgivers utgifter til å dekke ansattes behandlingsutgifter ble da ikke lenger beskattet som inntekt på den ansattes hånd og økt arbeidsgiveravgift på arbeidsgivers hånd (2). Endringene i skattereglene ble reversert fra 1.1. 2006. På tross av dette er det i 2006 fremdeles vekst i markedet for private helseforsikringer, om enn noe svakere enn i årene 2003 – 05. Det er for øvrig interessant at veksten i markedet skjer samtidig med en betydelig reduksjon i ventetidene til elektiv behandling.
I Norge eksisterer det i liten grad systematisert kunnskap om markedet for private helseforsikringer, men noe finnes (3). Vi vil gjerne bidra til kunnskapsgenerering og stiller følgende problemstilling: Hva kjennetegner virksomheter som kjøper private helseforsikringer for sine ansatte?
Materiale og metode
2 500 virksomheter i offentlig og privat sektor med minimum to ansatte ble trukket tilfeldig fra Foretaksregisteret ved årsskiftet 2004/05. Totalpopulasjonen av virksomheter med minimum to ansatte besto av 90 614 virksomheter. To utvalg ble trukket. Det ene utvalget på 500 enheter ble trukket tilfeldig blant 25 431 virksomheter, mens det andre utvalget på 2 000 enheter ble trukket tilfeldig blant 65 183 virksomheter i næringskategorier med antatt høyere sannsynlighet for privat helseforsikring. Stratifiseringen ble foretatt for å sikre et visst innslag av virksomheter med private helseforsikring. Enhetene i de to utvalgene ble i analysene veid og analysert sammen. Etter en purrerunde i april 2005 hadde om lag 1 100 foretak besvart undersøkelsen. Justering av utvalget som følge av mangelfulle adresser eller nedleggelser av virksomheter ga oss et nettoutvalg på 2 345 virksomheter. Av disse har vi gyldige svar fra 1 004, en svarandel på 43 %. Respondentenes svar er bearbeidet ved hjelp av statistikkprogrammet SAS.
Sannsynligheten for å kjøpe privat helseforsikring forklares med utgangspunkt i en enkel etterspørselsmodell. Vi antar at etterspørselen etter privat helseforsikring varierer med virksomhetens økonomiske resultat, ansattes forventede sykelighet beskrevet ved ansattes kjønns- og alderssammensetning, virksomhetens risikoprofil m.m. Risikoprofil er modellert ved dummyvariabler for næringene jord- og skogbruk, bergverksdrift og utvinning, bygge- og anleggsvirksomhet og finansiell tjenesteyting og forsikring. Øvrige næringsgrupper (samlet) er referansekategori. I to mer omfattende analyser inkluderes variabler som beskriver virksomhetsledelsens kunnskap om helsepolitikk, om virksomheten har vært skadelidende på grunn av sykdom blant ansatte, ansattes ønsker eller krav om helseforsikringer og ledelsens vurdering av helseforsikring i rekrutteringssammenheng.
Alle analysene er justert for virksomhetens lokalisering (fylke). I to spesifiseringer har vi også justert for næringskategorier ved bruk av dummyvariabler (de fire dummyene for næringskategoriene definert over tas da ut av analysen). Dette gir oss analyser med faste effekter (fixed effects) der vi utnytter variasjonen innenfor fylkene og innen næringskategoriene.
Resultater
I utvalget oppgir 113 virksomheter (11 %) å ha private helseforsikringer. Av disse har 42 virksomheter avtale med Storebrand og 26 virksomheter avtale med Vertikal. De resterende er spredd på mange forskjellige selskaper. Fem av virksomhetene har avtaler med internasjonale selskaper.
Virksomhetene kan velge om de vil forsikre hele eller deler av arbeidsstokken. 39 % oppgir å ha en kollektiv forsikring, dvs. at alle ansatte er omfattet av helseforsikringen, mens 61 % av virksomhetene kun forsikrer utvalgte ansatte. Av disse igjen er det et klart flertall som oppgir at de forsikrer ledere og nøkkelpersonell.
Det er en positiv sammenheng mellom virksomhetens økonomisk resultat og sannsynligheten for å ha kjøpt private forsikringer (tab 1). Tilsvarende øker sannsynligheten for å ha kjøpt privat helseforsikring med andel yngre i arbeidsstokken og med økende virksomhetsstørrelse. Virksomheter med høy andel ansatte med høy utdanning har en høyere sannsynlighet for å ha kjøpt privat helseforsikring enn andre. I analysene med faste effekter er resultatet signifikant i kolonne C og D, dvs. når vi analyserer variasjonen innenfor de enkelte næringer.
|
Tabell 1 Variasjon i sannsynligheten for å ha helseforsikring på virksomhetsnivå i 2005. Oddsratio fra logistisk regresjon (konfidensintervall i parentes)
|
|
A
|
B
|
C
|
D
|
|
Virksomhetens økonomiske resultat
|
1,7¹ (1,2 – 2,5)
|
1,7¹ (1,1 – 2,6)
|
1,8¹ (1,2 – 2,7)
|
1,8¹ (1,2 – 2,8)
|
|
Andel ansatte over 55 år
|
0,6 (0,2 – 1,5)
|
0,8 (0,3 – 2,3)
|
0,6 (0,2 – 1,7)
|
0,9 (0,3 – 2,7)
|
|
Andel ansatte under 30 år
|
3,5¹ (1,3 – 9,4)
|
2,8¹ (1,0 – 8,1)
|
4,7¹ (1,6 – 13,3)
|
4,2¹ (1,3 – 13,1)
|
|
Andel kvinner
|
0,6 (0,38 – 1,4)
|
0,7 (0,3 – 1,6)
|
0,8 (0,4 – 2,0)
|
0,8 (0,3 – 2,1)
|
|
Andel med høy utdanning
|
1,8 (0,8 – 3,7)
|
1,9 (0,9 – 4,1)
|
2,6¹ (1,1 – 6,2)
|
2,7¹ (1,1 – 6,9)
|
|
Virksomhetens størrelse
|
0,9 (0,9 – 1,0)
|
0,9² (0,8 – 1,0)
|
0,9² (0,9 – 1,0)
|
0,9¹ (0,8 – 1,0)
|
|
Jord- og skogbruk (dummy)
|
4,4¹ (1,4 – 14,3)
|
6,8¹ (1,8 – 26,1)
|
–
|
–
|
|
Bergverksdrift og utvinning (dummy)
|
5,4¹ (1,1 – 25,5)
|
5,7¹ (1,1 – 29,0)
|
–
|
–
|
|
Bygge- og anleggsvirksomhet (dummy)
|
2,4¹ (1,2 – 4,8)
|
2,2¹ (1,1 – 4,6)
|
–
|
–
|
|
Finansiell tjenesteyting og forsikring (dummy)
|
2,6¹ (1,1 – 6,4)
|
2,1 (0,8 – 5,6)
|
–
|
–
|
|
Kunnskap om helsepolitikk
|
–
|
0,9 (0,7 – 1,1)
|
–
|
0,8 (0,7 – 1,1)
|
|
Økonomiske tap ved sykdom
|
–
|
2,2¹ (1,2 – 3,9)
|
–
|
2,1¹ (1,2 – 3,9)
|
|
Press fra ansatte
|
–
|
3,0¹ (1,6 – 5,6)
|
–
|
3,3¹ (1,7 – 6,3)
|
|
Letter rekruttering
|
–
|
1,3¹ (1,1 – 1,7)
|
–
|
1,4¹ (1,1 – 1,7)
|
|
Dummies for næringskategori
|
Nei
|
Nei
|
Ja
|
Ja
|
|
Dummies for fylker
|
Ja
|
Ja
|
Ja
|
Ja
|
|
Prosent korrekt predikert
|
66,2
|
73,2
|
66,7
|
74,0
|
|
Maksimum reskalert R²
|
0,13
|
0,21
|
0,14
|
0,23
|
|
[i]
|
Vi finner effekter av virksomhetenes næringstilknytning. Næringskategoriene jord- og skogbruk, bergsverksdrift og utvinning, bygge- og anleggsvirksomhet og finansiell tjenesteyting og forsikring er overrepresentert blant virksomhetene som har privat helseforsikring. Den positive effekten for virksomheter innen finansiell tjenesteyting blir imidlertid ubetydelig etter kontroll for press fra ansatte. Av næringene som har høyere sannsynlighet for å ha kjøpt helseforsikring, er det kun bygge- og anleggsvirksomheten som har et visst omfang (9 % av utvalget).
Både variablene som beskriver hvorvidt virksomheten har vært økonomisk skadelidende ved sykdom blant ansatte, press fra ansatte for å inngå forsikringsavtaler og ledelsens vurdering av om det å ha helseforsikring «bidrar til at virksomheten kan konkurrere om, rekruttere og holde på den mest attraktive arbeidskraften», samvarierer positivt med sannsynligheten for privat helseforsikring. Virksomhetsledelsens kunnskap om helsepolitikk har ikke signifikante effekter på sannsynligheten for å ha kjøpt helseforsikring, men det er en svak tendens til at de med lite kunnskap har høyere sannsynlighet for å ha kjøpt helseforsikring enn de med mye kunnskap.
Diskusjon
Vi forventet at økende andel eldre i en bedrift ville øke sannsynligheten for kjøp av privat helseforsikring. Vi finner ingen signifikante effekter av denne variabelen. Derimot finner vi effekter av andel ansatte under 30 år, uten at vi her hadde noen bestemte forventninger. Vi har tre forklaringer på disse funnene. For det første er det variasjon i prisen på forsikringene mellom yngre og eldre arbeidstakere. Storebrands helseforsikring, Behandlingsavtale Topp, har f.eks. en pris på om lag 3 000 kroner for ansatte til og med 30 år og på om lag 7 500 kroner for ansatte i alderen 56 – 60 år. For det andre kan det tenkes at det primært er yngre arbeidstakere som har risikoutsatt arbeid. Dersom dette er riktig, vil det være rasjonelt for virksomheter med høyere andel yngre å tegne tilleggsforsikringer. Den tredje forklaringen tar utgangspunkt i at private helseforsikringer ikke bare er et virkemiddel som reduserer virksomhetens utgifter forbundet med sykdom, men et virkemiddel i kampen om den antatt beste arbeidskraften. Det at vi finner effekter av utdanningsnivå og variabelen som beskriver om virksomheten, via goder som privat helseforsikring, bedre kan konkurrere om, rekruttere og holde på den mest attraktive arbeidskraften, kan tolkes i den retning. Nærmere analyser er imidlertid nødvendig for å avklare dette forholdet.
Det er naturligvis vanskelig å komme med prediksjoner om hvordan dette markedet vil utvikle seg videre. På grunnlag av denne analysen og internasjonal forskning, er likevel noen trender mer sannsynlige enn andre:
Omfanget av private helseforsikringer vil i høy grad avhenge av de skatteinsentiver som gis (4 – 6). Mer gunstige skatteordninger vil stimulere virksomheter til å inngå avtaler om privat helseforsikring.
At veksten i private helseforsikringer i Norge kommer samtidig med reduksjon i ventetidene, er neppe en samvariasjon vi kan forvente fremover. Sammenfallet vi finner i denne analysen har antakelig sammenheng med at tilbudet er nyetablert og at det har vært en del latent etterspørsel. Under ellers like forhold er det grunn til å anta at innslaget av private helseforsikringer vil variere proporsjonalt med ventetidene.
Analysen viser at virksomhetens økonomiske resultat er en viktig forklaringsvariabel. En liknende mekanisme må antas å gjøre seg gjeldende blant enkeltindivider, slik at økende inntektsnivå blant privatpersoner også vil trekke i retning av økt etterspørsel etter private forsikringer, gitt ellers like forhold.
Prisen på forsikringene vil antakelig i økende grad differensieres. Vi antar at virksomhetene vil måtte betale en pris som delvis avspeiler forventede kostnader ved forsikringen. Slik erfaringsberegning (experience ratings) er vanlig i land med utviklede forsikringsmarkeder (7).
