I risultati empirici e le simulazioni

Nella Tabella 1 sono riportati i risultati della stima econometrica. Come è possibile vede- re, la quasi totalità delle variabili utilizzate per spiegare l’andamento della spesa sanitaria pubblica sono molto significative e presentano i giusti segni. Anche gli indicatori di bontà dell’adattamento dei valori stimati a quelli veri sono più che soddisfacenti.

Nella Figura 1 vengono invece riportati i valori della simulazione dinamica effettuata all’in- terno del campione, che permettono di avere una precisa indicazione della bontà del modello nel replicare sia i livelli della spesa sanitaria pubblica, sia le proprietà dinamiche (in particolare i punti di svolta).

Relativamente alla popolazione, il modello sembra indicare che l’aumento maggiore di spesa nel lungo periodo venga dalle fasce anziane della popolazione, mentre l’aumento della popolazione giovane sembra portare ad una riduzione della stessa. In particolare, per un aumento dell’1,0% della quota di popolazione compresa tra 0 e 14 anni si registra una riduzione dell’1,86% della spesa sanitaria, mentre lo stesso aumento nella quota di popolazione anziana sembra portare ad un aumento cospicuo (3,50%) della spesa sani- taria pubblica. Questo risultato è in linea con l’evidenza empirica internazionale e con i risultati di un modello econometrico relativo al solo comparto dei farmaci per l’Italia4_.

2 _{Corte dei Conti (2005) p.241.}

3 _{Una descrizione più dettagliata del modello econometrico è contenuta nell’Appendice 1, Atella V. (2004) in Rapporto CEIS}

Sanità 2004.

L’effetto del co-payment sui farmaci ha un chiaro effetto negativo, anche se molto limi- tato. Infatti, un aumento dell’1,0% del co-payment porta ad una riduzione molto conte- nuta della spesa sanitaria totale. Infine, un commento specifico deve essere fatto relati- vamente alla variabile di prezzo dei beni e servizi sanitari. Nelle varie specificazioni adot- tate tale variabile è stata inserita sia sotto forma di livelli che di tasso di crescita. Quest’ultima non è mai risultata essere significativa e, quindi, non è stata inserita nella specificazione finale sopra riportata. Questo permette di poter trarre una serie di conclu- sioni sull’effetto che i prezzi hanno sulla spesa pubblica. Innanzitutto è interessante nota- re il segno negativo del parametro dei prezzi dei beni e servizi sanitari, in linea con quan- to solitamente registrato nelle funzioni di domanda di beni e servizi privati. Il fatto che sia solo la variabile espressa nei livelli ad essere significativa implica, a nostro avviso, che nel lungo periodo un aumento nei prezzi tende a ridurre la spesa in termini costanti. Al contrario, nel breve periodo non sembrano esserci relazioni tra prezzi e spesa sanitaria pubblica. Una possibile interpretazione che si può dare di questo effetto è che un aumen- to dei prezzi tende a far adottare cambiamenti di natura strutturale (e quindi di lungo periodo) destinati al contenimento della spesa (in termini costanti!). Nel caso particolare, un aumento dell’1,0% dei prezzi tende a ridurre la spesa in termini costanti dello 0,8%. Tabella 1 - Risultati empirici

Variabili Coefficienti Std. Error t-Statistic Prob.

Log(spesa sanitaria(-1)) -0,1591 0,0271 -5,8180 0,0000 ∆Log(Pop giovane 0-14) -4,2162 0,8156 -5,1690 0,0000 Log(pop giovane (-1)) -0,2961 0,0825 -3,6122 0,0015 ∆Log(Pop anziana +65) -1,0598 0,3709 -2,8574 0,0092 Log(pop anziana(-1)) 0,5563 0,1047 5,3126 0,0000 Log(Prezzo(-1)) -0,1211 0,0384 -3,1792 0,0043

Log (Ticket farmaci(-1)) -0,0153 0,0081 -1,7781 0,0892

∆Log (Ricerca farmaceutica (-1)) 0,0570 0,0531 1,0730 0,2949

Dummy per abolizione

Ticket farmaci 0,0603 0,0302 1,9785 0,0605

R2 0,9581 Akaike info criterion -4,8512

R2 corretto 0,9317 Schwarz criterion -4,1981

S.E. della regressione 0,0185 Durbin-Watson stat 2,2507

SSR 0,0075 Log likelihood 104,69

Variabile Dipendente: Tasso di crescita Spesa sanitaria pubblica Periodo di stima: 1965 2004

Relativamente alle simulazioni condotte, gli scenari adottati non sono cambiati rispetto a quelli presentati lo scorso anno. Nella Tabella 2 sono riportate le informazioni relative alle ipotesi condotte sull’evoluzione delle variabili esogene. Come è possibile verificare, si è partito da uno “scenario di base” o “tendenziale” caratterizzato dalla crescita nei prossi- mi anni della sola variabile di prezzo. Sono stati quindi aggiunti due scenari alternativi in cui si è ipotizzato anche il cambiamento di altre variabili. Abbiamo definito questi due scenari rispettivamente “pessimista” e “ottimista” sulla base della capacità di riuscire a contenere il tasso di crescita della spesa pubblica. In particolare, nello scenario “ottimi- sta” si è ipotizzato l’aumento del co-payment che permetta alla spesa sanitaria pubblica di rimanere all’interno dei tetti di spesa previsti fino al 2007.

Figura 1 - Andamento della spesa sanitaria pubblica in termini reali:

Actual vs fitted 70 60 50 40 30 20 10 0 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000

Valori reali Valori simulati

Tabella 2 - Simulazione spesa sanitaria

Scenari Descrizione scenari

Scenario BASE

Scenario “pessimista”

Scenario “ottimista”

• Prezzi per servizi sanitari: +3% nel 2005, +2,0% negli altri anni • Tutte le altre variabili con valori costanti al 2004

• Prezzi per servizi sanitari: +3% nel 2005, +2,0% negli altri anni • Popolazione giovane (0-14 anni) in calo e popolazione >65 in

aumento. Il totale della popolazione resta invariato • Tutte le altre variabili con valori costanti al 2004

• Prezzi per servizi sanitari: +3% nel 2005, +2,5% negli altri anni • Popolazione giovane (0-14 anni) in calo e popolazione >65 in

aumento. Il totale della popolazione resta invariato • Tutte le altre variabili con valori costanti al 2004

• Introduzione di co-payment per un valore tale da riportare la spesa sanitaria pubblica entro il tetto di spesa del FSN

La Tabella 3 (pag. 58) riporta i valori delle simulazioni. I dati relativi all prima e alla secon- da colonna sono di fonte Corte dei Conti. Tutti gli altri dati sono invece ottenuti a partire dalle nostre elaborazioni con il modello SANIMOD. Come è possibile vedere da tali dati, i valori di spesa effettivamente registrati (seconda colonna) sono sempre maggiori di quelli riportati dal FSN e dalle successive leggi di finanziamento della sanità. I dati stimati dal modello SANIMOD attestano della bontà del modello di replicare la spesa sanitaria. I dati dello scenario di base mostrano quello che dovrebbe essere l’aumento della spesa sanitaria in assenza di interventi correttivi da parte dello Stato, assumendo che i prezzi per servizi sanitari crescano del 3,0% nel 2005 e del 2,0% negli altri anni e che tutte le altre variabili restino ferme ai valori del 2004. Tali dati indicano un aumento consistente del defi- cit per gli anni 2006 e 2007. Discorso a parte merita il 2005. Infatti in questo caso occor- rerà verificare se la previsione fatta a giugno 2005 verrà mantenuta nei dati reali di spesa o se, invece, il valore della simulazione di base possa rappresentare una stima più adeguata. In quest’ultimo caso, il valore del deficit dovrebbe posizionarsi su valori prossimi al 6,0%. I risultati relativi al triennio 2005-2007 sono abbastanza coerenti se si considera che, sulla base di quanto riportato dalla Corte dei Conti (2005), la relazione tecnica di accompa- gnamento al disegno di legge sulla Finanziaria 2005 ha quantificato in circa 4.250 milio- ni di euro il contenimento della spesa sanitaria rispetto al suo andamento tendenziale a legislazione vigente, quale differenza cioè fra quanto indicato nel DPEF 2005-2008 (92.500 milioni di euro) e il finanziamento “originariamente” disposto nel suindicato dise- gno di legge (88.250 milioni di euro)”5_{. In assenza di tale taglio, le previsioni del deficit si}

sarebbero attestate su valori intorno al 2,0%, valori quindi molto più vicini a quelli regi- Tabella 3 - Simulazione spesa sanitaria (miliardi di euro correnti)

Anni Valori Valori Stime Deficit(a) _{Scenario Scenario Scenario}

FSN reali SANIMOD BASE BASE pessimista ottimista

2002 77,7 81,0 80,3 3,3 80,3 80,3 80,3 2003 80,7 83,1 84,0 2,3 84,0 84,0 84,0 2004 85,5 88,9 89,4 3,5 89,4 89,4 89,4 2005 88,2 89,7(b) _1,5(b) _{94,3 95,1 88,2} 2006 90,0 6,1(c) _{96,1 97,6 90,0} 2007 91,7 6,6(c) _{98,3 103,1 91,7}

(a) I valori del deficit sono ottenuti come differenza tra i valori reali e quelli da FSN fino al 2005 e come differenza tra i valori della simulazione di base e quel- li del FSN dopo il 2005.

(b) Stime a Giugno 2003 (c) Stime SANIMOD

Fonte: Relazione generale sulla situazione economica del Paese - 2005, Relazione Corte dei Conti - 2005, SANIMOD.

5 _{“A spiegare la differenza rispetto agli 88.195 vale osservare che, a fronte del concorso dello Stato per 2.000 milioni ai disa-}

vanzi pregressi del SSN, è prevista una emissione di titoli quinquennali di corrispondente ammontare il cui onere per inte- ressi – applicando il tasso medio del 2,75% – è stato quantificato (v. Relazione tecnica integrativa) in 55 milioni di euro nel 2005 e 54 nei due anni successivi, posto a carico di corrispondente riduzione del finanziamento complessivo del SSN per i medesimi anni (88.250-88.195=55)” Corte dei Conti (p.231, 2005).

strati negli ultimi quattro anni. È ovvio che una tale operazione costringerà ad intervenire nei prossimi anni con manovre correttive e di contenimento della spesa per evitare di dover arrivare a presentare rendiconti con sforamenti nell’ordine del 6-7%.