Exkurs: Medizinische Tests und private Versicherungsmärkte

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1 apitel 3 Exkurs: Medizinische Tests und private Versicherungsmärkte Verborgene Leiden - Warum die Versicherungsunternehmen von ihren unden keine Gentests verlangen dürfen von Heidrum Graupner Der Titel klingt spröde. Prädikative Gesundheitsinformationen beim Abschluss von Versicherungen hat der Nationale Ethikrat die Stellungnahme genannt. Doch nur der Titel ist langweilig. Der 55 Seiten lange Text, den der Ethikrat am Donnerstag in Berlin vorlegte, ist ein sehr kluges Grundsatz- und Warnpapier, nicht nur für Versicherungen, sondern für alle, die begierig die gesundheitliche Zukunft eines Menschen ausforschen wollen, sei es mit immer feineren Gentests, sei es mit anderen diagnostischen Methoden. Wer dies tut, so sagt der Ethikrat einmütig, verstößt gegen die Persönlichkeitsrechte, gegen das Recht auf Nichtwissen, gegen das Antidiskriminierungsgesetz - also gegen geltendes Recht. Niemand kann sich bei solchen Verstößen darauf berufen, dass ein Gendiagnostik-Gesetz, über das vor zwei Jahren so vehement gestritten wurde, nach wie vor fehlt. Wie weit dürfen private ranken-, Lebens- oder Berufsunfähigkeitsversicherungen gehen, wenn sie den Gesundheitszustand eines neuen unden überprüfen wollen? Wenn sie wissen wollen, welches rankheitsrisiko er hat und welches finanzielle Risiko den Versicherungen daraus erwächst? Die Versicherungen, das ist wohl der wichtigste Punkt der Stellungnahme, gehen schon heute zu weit, obwohl sie sich mit einem Moratorium freiwillig verpflichtet haben, bis 2011 auf Gentests zu verzichten. Das Recht der Versicherer, zur Risikoprüfung eine medizinische Untersuchung des Antragstellers zu verlangen, ist deutlich einzuschränken, heißt es. Der Ethikrat stellt aber nicht das private Versicherungssystem in rage, auch nicht die Risikoprüfung, die zu einem Vertragsabschluss gehöre. Doch dürfe sich diese Prüfung nur mit bereits bekannten rankheiten und konkreten Hinweisen befassen, nicht nach verborgenen Leiden forschen. Die Versicherungen werden wohl ihre bisherige Praxis umstellen müssen, nach der sie den inger heben oder senken, ob bei ihnen ein Mensch Versicherungsschutz erhält und zu welchen Preisen. 37

2 Der ortschritt der Medizin hilft Versicherungsunternehmen und Arbeitnehmern, ihr finanzielles Risiko zu vermindern, wenn sie Menschen mittels Risiko- oder Einstellungsuntersuchungen gläsern machen. Da der ortschritt Medizin sich nicht stoppen lässt, hat der Ethikrat zu Recht keine Stellungnahme über Gentests verfasst, sondern ganz allgemein über Untersuchungen. Es geht um die ahndung nach unbekannten Leiden, sie ist verboten, mit welchen Diagnoseverfahren auch immer. Selbst die derzeit üblichen ragen nach amilienkrankheiten, verletzen die Persönlichkeitsrechte. Die Stellungnahme kommt zur rechten Zeit. Prävention ist Mode, selbst Gentests sind Mode, sind es im Jahr in Deutschland. Die Bürger fragen nicht nach den olgen, nicht danach, was Wissen ohne die Möglichkeit von Heilung bedeutet. Sie fragen auch nicht, was aus ihren sensiblen Daten wird. Was geschieht aber zum Beispiel mit den rankenakten, die Versicherungen von Ärzten anfordern? Wer sorgt dafür, dass sie nicht in fremde Hände geraten? rankenakten, so fordert der Ethikrat, dürfen die Ärzte nicht aushändigen, auch nicht wenn ein Versicherungsunternehmen die Risiken eines Vertrages prüfen will. Spiros Simitis, Datenschützer, Jurist und frühere Vorsitzender des Ethikrates, stellt selbst vorbeugende Reihenuntersuchungen in rage, auch wenn der Staat angesichts steigender Gesundheitskosten legitimes Interesse daran habe. Aber was bedeutet das für den Einzelnen?, fragt er. Der Einzelne werde verletzlicher und steuerbarer, von Versicherungen oder Arbeitgebern. Es mag sein, dass dies kein guter Tag für die Versicherungen war. ür den bedrohten Bürger aber war es ein sehr guter Tag. Das Modell des gläsernen Bürgers darf keine Zukunft haben. In diesem Modell zerspringen die Grundrechte. Auszug aus: Süddeutsche Zeitung Aufgrund des medizinischen ortschritts wird es immer mehr möglich, durch vergleichsweise billige frühzeitige Tests Informationen über den Gesundheitszustand und die Gesundheitsentwicklung von Personen zu erfahren. Seit einigen Jahren gibt es deshalb eine lebhafte Debatte darüber, welche Wohlfahrtsimplikationen die Verwendung der Ergebnisse aus solchen Untersuchungen in Versicherungsmärkten haben könnte. Derartige Tests werden von der überwiegenden Mehrheit der Bevölkerung strikt abgelehnt. Weil man seine eigenen genetischen Eigenschaften nicht beeinflussen kann existiert kein moralisches Risiko. olglich erscheint eine Differenzierung von Prämien nach genetischen riterien allokativ (aber auch ethisch) nicht gerechtfertigt zu sein 1. Hinzu kommt ein Verteilungsargument, welches besagt, dass durch solche Tests eine eigene genetische Unterklasse entstehen würde, welche Versicherungen nur noch sehr teuer oder gar überhaupt nicht mehr erhalten könnte (Stichwort HIV-Test!). Schließlich wird auch das ethisches Argument vorgebracht, dass mit solchen verpflichtenden Tests das Recht auf Privatsphäre verletzt wird (vgl. oben). Zugunsten von solchen Tests wird argumentiert, dass man damit das adverse Selektionsproblem beheben könnte. Außerdem gibt es bereits heute eine Differenzierung nach medizinischen Checks, so dass mit verbesserten Tests nur die Informationsprobleme reduziert würden. Schließlich wird die Prämiendifferenzierung nach Risikoklassen verglichen mit der Preisdifferenzierung in Gütermärkten nach marginalen osten. Beide bewirken 1 Ganz anders verhält es sich mit der Beurteilung der Differenzierung bspw. der Autohaftpflicht nach individuellen riterien. Hier befürwortet die überwiegende Mehrheit eine Differenzierung der Prämien nach individuellen riterien. 38

3 (unter bestimmten Bedingungen) eine Pareto-optimale Allokation. Man könnte nun diese Diskussion noch beliebig weiter führen ohne ein endgültiges Ergebnis zu erhalten. Deshalb soll im olgenden eine ökonomische Analyse durchgeführt werden, welche auf Rees (2003) beruht und bei der der Zusammenhang zwischen Informationsverfügbarkeit und dem daraus resultierenden Allokationsgleichgewicht im Mittelpunkt steht. In der Ausgangssituation darf die Versicherung bei der Prämienkalkulation keine Tests verwenden. Dann wird diese Annahme verändert und wir untersuchen, wie sich das ursprüngliche Gleichgewicht verändert, wenn die Versicherungsnachfrager entweder freiwillig bzw. unfreiwillig solche Tests bei der Ausarbeitung des Versicherungsvertrages vorlegen können bzw. müssen. Nachdem wir das Grundmodell mit symmetrischer Information eingeführt haben, betrachten wir die Gleichgewichte mit asymmetrischer Information. Das apitel schließt mit einer Diskussion der Implikationen für die praktische Regulierungspolitik. 3.1 Das Grundmodell mit symmetrischer Informationsverteilung Im Unterschied zum letzten apitel gibt es nun neben den über ihr individuelles Risiko auch informierten hohen und niedrigen Risikotypen H und N noch die Uninformierten U, welche ihren Risikotyp nicht kennen und bewusst auch keine Tests machen. Alle Marktteilnehmer kennen die jeweiligen Anteile π H, π N, π U der Typen in der Gesamtbevölkerung. Außerdem kennen sie die Anteile θ bzw. λ der Individuen in U bzw. in der Gesamtbevölkerung, welche ein hohes Risiko tragen. Es gilt deshalb λ = π H + θπ U. Mit p h > p n bezeichnen wir wie bisher die Schadenswahrscheinlichkeiten der hohen und niedrigen Risikotypen. Damit erhalten wir als durchschnittliche Schadenswahrscheinlichkeit der Gesamtbevölkerung bzw. der Uninformierten p = λp h + (1 λ)p n bzw. p u = θp h + (1 θ)p n. Individuen unterscheiden sich nur in ihren Schadenswahrscheinlichkeiten. Deshalb haben sie ein identisches ursprüngliches Einkommen y 0, dieselbe Schadenshöhe l < y 0 und identische Präferenzen u(y) mit u > 0, u < 0. Wie üblich wird ein Vertrag abgeschlossen, der sich aus der Prämie und der Deckungssumme c zusammensetzt. Aufgrund von vollkommenen Wettbewerb unterstellen wir immer eine faire Prämie p i c, i = h, u, n für alle Typen i. Wir unterstellen nun, dass es einen kostenlosen genetischen Test gibt, welcher die Zugehörigkeit eines Individuums zu den Risikoklassen H und N zweifelsfrei feststellen kann. Uns interessieren nun die Marktallokationen, die sich bei unterschiedlichen Annahmen über die Verteilung der Informationen einstellen werden. Weil wir unterstellen, dass den H und N-Typen ihre Risikoklasse bekannt ist, hat ein solcher Test vor allem zwei Auswirkungen: Er wird den U-Typen anzeigen, zu welcher Risikoklasse sie gehören und er wird den N-Typen den Nachweis ihres Risikotyps erlauben. Es sollte klar sein, dass unter der Annahme einer freiwilligen Bekanntgabe der Testergebnisse die N-Typen immer mit dem fairen Vertrag (p n l, l) enden werden, weil sie natürlich ihre Testergebnisse anbieten würden und jeder andere Vertrag entweder zu Verlusten der Versicherung oder zu einem niedrigeren Erwartungsnutzenniveau der Versicherten führen würde. 39

4 I D 0 7 ) C ür die folgenden Abschnitte unterstellen wir nun, dass die Versicherungsnachfrager immer genau wissen, ob sie zu H, U oder N gehören, die Versicherungsanbieter haben aber unterschiedliche Informationen. Im Referenzgleichgewicht unterstellen wir, dass die Versicherung ebenfalls kostenlos beobachten kann, zu welcher Gruppe die Individuen gehören. Wir untersuchen also eine Situation mit symmetrischer Informationsverteilung. Es sollte nach dem letzten apitel klar sein, dass in diesem alle drei Vollversicherungsverträge mit fairer Prämie für die drei unterschiedlichen Typen angeboten und von diesen auch abgeschlossen werden. Das Versicherungsgleichgewicht (H, U, N ) ist in Abbildung 3.1 dargestellt. Abbildung 3.1: Versicherungsgleichgewicht im Grundmodell X " # Wegen der Vollversicherung liegt das Gleichgewicht auf der Sicherheitslinie und die Versicherungsgeraden p h, p u und p n haben jeweils die aus den jeweiligen Schadenswahrscheinlichkeiten abgeleiteten Steigungen (1 p i )/p i. Die erste rage lautet nun, ob die Uninformieren in der lasse U überhaupt ein Interesse an einem Test haben werden, der zweifelsfrei offenbart, ob sie zur hohen oder niedrigen Risikoklasse gehören. Wenn ihre Risikoklasse erkennbar wird, müssen sie entweder in den Vertrag H oder in N wechseln. Aufgrund der onkavität der Nutzenfunktion kann man sich leicht überlegen, dass dies für sie nicht von Vorteil ist. Es gilt nämlich und damit auch y 0 p u l = y 0 θp h l (1 θ)p n l = θ(y 0 p h l) + (1 θ)(y 0 p n l) u(y 0 p u l) > θu(y 0 p h l) + (1 θ)u(y 0 p n l), vgl. Abbildung 3.2. Das in Abbildung 3.2 abgebildete Phänomen bezeichnet man in der Literatur als das Prämienrisiko. Individuen präferieren die Sicherheit der Durchschnittsprämie gegenüber der Unsicherheit, welche mit einem Test einher geht, welcher mit derselben erwarteten Prämienzahlung verbunden ist. Weil auch die hohen und niedrigen Risikotypen von dem Test nicht profitieren, wird er von niemanden nachgefragt. In nächsten Abschnitt wird nun gezeigt, dass dieses Ergebnis auch bei asymmetrischer Information robust bleibt. 40

5 D Abbildung 3.2: Nutzenverlust durch genetischen Test G G D 3.2 Genetische Tests bei asymmetrischer Informationsverteilung Als erstes wird nun angenommen, dass die Versicherung zwar erkennt, ob jemand in U ist, sie jedoch nicht zwischen den Risikotypen H und N unterscheiden kann. ür die Uninformierten ändert sich dann nichts gegenüber dem letzten Abschnitt, sie erhalten weiterhin U. Aufgrund der adversen Selektionsproblematik erhalten nun allerdings die niedrigen Risikotypen lediglich den anreizkompatiblen Teilversicherungsvertrag ˆN in Abbildung Wenn nun aber die Uninformierten bei einem Test die Alternativen H und ˆN haben, dann steigt das Prämienrisiko für sie beträchtlich an. Denn der Erwartungsnutzen sinkt mit ˆN gegenüber N aus dem vorangegangenen Abschnitt. Sie werden nun also erst recht nicht für genetische Tests plädieren. Allerdings kann man sich auch leicht überlegen, dass das Gleichgewicht (H, U, ˆN) nicht stabil ist. Denn die Versicherung wird all denen, welche nicht zu U gehören, einen genetischen Test umsonst anbieten. Die niedrigen Risikotypen werden diesen gerne machen und sich vom Vertrag ˆN auf N verbessern. ür die hohen Risikotypen ändert sich durch den Test nichts. Am Ende ergibt sich damit also wieder das ursprüngliche Gleichgewicht (H, U, N ). Nun unterstellen wir, dass die Versicherung auch die Uninformierten nicht unterscheiden kann. Damit kann der Vertrag U nicht mehr angeboten werden, weil alle hohen Risikotypen diesen Vertrag wählen würden. Das anreizkompatible Vertragsangebot zur Lösung des adversen Selektionsproblems ist damit H und Û, wie in Abbildung 3.3 dargestellt. Weil die Versicherung die freiwillige Angabe der Testergebnisse wie bisher honoriert, werden die niedrigen Risikotypen dies auch machen und dafür den Vertrag N erhalten. Als Gleichgewichtsallokation erhalten wir damit zunächst (H, Û, N ). Nun ändert sich allerdings das oben beschriebene Prämienrisiko drastisch für die Uninformierten. Der ihnen angebotene Teilversicherungsvertrag Û stellt sicher, dass der Nutzen der hohen Risiken in ihrem Vollversicherungsvertrag H gleich dem Erwartungsnutzen der 2 Zur Vereinfachung unterstellen wir, dass der Anteil der hohen Risiken ausreichend groß ist, dass das Gleichgewicht H, U, ˆN auch stabil ist. 41

6 I 0 7 C Abbildung 3.3: Versicherungsgleichgewicht bei asymmetrischer Information 7 X " # hohen Risiken beim Verstellen ist (d.h. wenn man vorgibt Uninformiert zu sein): (3.1) u(y 0 p h l) = p h u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 p h )u(y 0 p u c). Das Entscheidungsproblem der uninformierten Individuen gestaltet sich nun folgendermaßen: Wählen sie keinen Test, so bekommen sie den durch (3.1) definierten Teilversicherungsvertrag zum Prämiensatz p u, also E[U kt ] = p u u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 p u )u(y 0 p u c). Lassen sie sich testen, so sind sie mit der Wahrscheinlichkeit θ ein hohes Risiko und mit der Wahrscheinlichkeit 1 θ ein niedriges Risiko. In beiden ällen werden sie dann den entsprechenden Vollversicherungsvertrag H bzw. N abschließen. Ihr ex-ante Nutzen aus der Entscheidung zu einem Test lässt sich damit charakterisieren als E[U T ] = θu(y 0 p h l) + (1 θ)u(y 0 p n l). Bildet man nun die Differenz der beiden Nutzen, so ergibt sich mit p u = θp h + (1 θ)p n E[U kt ] E[U T ] = p u u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 p u )u(y 0 p u c) [ θu(y 0 p h l) + (1 θ)u(y 0 p n l) ] = [θp h + (1 θ)p n ]u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 θp h (1 θ)p n )u(y 0 p u c) θu(y 0 p h l) (1 θ)u(y 0 p n l). Wegen 1 θp h (1 θ)p n = θ(1 p h ) + (1 θ)(1 p n ) folgt E[U kt ] E[U T ] = = (θp h + (1 θ)p n )u(y 0 l + (1 p u )c) + (θ(1 p h ) +(1 θ)(1 p n ))u(y 0 p u c) θu(y 0 p h l) (1 θ)u(y 0 p n l) = θ [ p h u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 p h )u(y 0 p u c) u(y 0 p h l) ] +(1 θ) [p n u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 p n )u(y 0 p u c) u(y 0 p n l)] = (1 θ) [p n u(y 0 l + (1 p u )c) + (1 p n )u(y 0 p u c) u(y 0 p n l)] < 0. 42

7 Wobei im letzten Übergang zunächst die Anreizkompatibilitätsbedingung (3.1) verwendet wurde und dann die (vergleichsweise einfache) Überlegung, dass der Nutzen eines niedrigen Risikos aus einem Vollversicherungsvertrag zu fairer Prämie p n größer sein muss, als ein Teilversicherungsvertrag zum höheren Prämiensatz p u. Damit gilt also zwangsläufig für den Uninformierten, dass er sich durch einen Test besser stellen wird. Deutlich wird nun auch, warum dies so sein muss: Die Uninformierten wissen, dass sie mit gewissen Wahrscheinlichkeiten entweder hohe oder niedrige Risikotypen sind. Werden sie nach einem Test (mit der Wahrscheinlichkeit θ) als hohe Risikotypen eingestuft, ändert sich ihre Situation nicht. Der Vertrag H ist für sie nutzenmäßig nicht schlechter als der Vertrag Û. Mit der Wahrscheinlichkeit 1 θ werden sie jedoch als niedrige Risikotypen eingestuft. Dann verbessern sie sich eindeutig von Û auf N. olglich ist die in Abbildung 3.3 dargestellte Situation kein Gleichgewicht. Der ontrakt Û wird auf Dauer weder angeboten noch nachgefragt. Die Versicherung wird nur die Verträge H und N anbieten und alle Individuen werden sich testen lassen und sich entsprechend auf die beiden Verträge aufteilen. 3.3 Das Versicherungsgleichgewicht bei Verbot von Gentests Diese Überlegungen sind jetzt etwas komplexer. Die Versicherung könnte zunächst die Verträge des Trenngleichgewichts (H, Û, N ) aus Abbildung 3.4 anbieten. Der Vertrag Û ergibt sich dabei über die Anreizkompatibilitätsbedingungen für die hohen Risiken, sich nicht als Uninformierte auszugeben, d.h. (3.2) u(y 0 p h l) = (1 p h )u(y 0 p u c 1 ) + p h u(y 0 l + (1 p u )c 1 ). Der Vertrag N ergibt sich dann aus der Anreitzkompatibilitätsbedingung für die Uninformierten, sich nicht als niedrige Risiken auszugeben, d.h. (3.3) (1 p u )u(y 0 p u c 1 ) + p u u(y 0 l + (1 p u )c 1 ) = (1 p u )u(y 0 p n c 2 ) + p u u(y 0 l + (1 p n )c 2 ). Wie oben ermitteln wir nun, ob sich ein Uniformierter in dieser Situation testen wird. Wir prüfen also E[U kt ] E[U T ] = (1 p u )u(y 0 p u c 1 ) + p u u(y 0 l + (1 p u )c 1 ) θu(y 0 p h l) + (1 θ) [(1 p n )u(y 0 p n c 2 ) + p n u(y 0 l + (1 p n )c 2 )] = θ [ (1 p h )u(y 0 p u c 1 ) + p h u(y 0 l + (1 p u )c 1 ) u(y 0 p h l) ] +(1 θ) [(1 p n )u(y 0 p u c 1 ) + p n u(y 0 l + (1 p u )c 1 ) (1 p n )u(y 0 p n c 2 ) p n u(y 0 l + (1 p n )c 2 )] = (1 θ) [(1 p n )u(y 0 p u c 1 ) + p n u(y 0 l + (1 p u )c 1 ) (1 p n )u(y 0 p n c 2 ) p n u(y 0 l + (1 p n )c 2 )] < 0. Wieder wurde im letzten Übergang die Anreizkompatibilitätsbedingung (3.2) verwendet sowie die Überlegung, dass für jeden niedrigen Risikotypen der Teilversicherungsvertrag (p u c 1, c 1 ) schlechter ist als der Vertrag (p n c 2, c 2 ). Dieser Zusammenhang ergibt sich zwingend aus der zweiten Anreizkompatibilitätsbedingung (3.3). Danach muss nämlich gelten (1 p u )[u(y 0 p u c 1 ) u(y 0 p n c 2 )] = p u [u(y 0 l + (1 p n )c 2 ) u(y 0 l + (1 p u )c 1 )] 43

8 I 0 7 ) C olglich muss wegen p u > p n gelten (1 p n )[u(y 0 p u c 1 ) u(y 0 p n c 2 )] > p n [u(y 0 l + (1 p n )c 2 ) u(y 0 l + (1 p u )c 1 )]. Damit ist auch hier die Dominanz eines medizinischen Tests gezeigt. olglich kann die Versicherung sich überlegen, dass es keine Uninformierten mehr in der Gesellschaft geben wird. Weil die niedrigen Risiken aber nicht mehr ihren Typen signalisieren können, erhält man das Trenngleichgewicht (H, ˆN). Zu beachten ist, dass der Vertrag ˆN die niedrigen Risiken noch besser stellt als der Vertrag N. Die Anreize der Uninformierten zum Test werden dadurch sogar noch verstärkt. Abbildung 3.4: Versicherungsgleichgewicht bei Ausschluss von Testergebnissen 7 X X " # Wichtig ist nun, dass das Gleichgewicht (H, ˆN) eine eindeutige Verschlechterung im Sinne von Pareto gegenüber dem Gleichgewicht (H, N ) darstellt. olglich ist eine Politik, welche die freiwillige oder erzwungene Abgabe von Testergebnissen bei Versicherungsabschluss zulässt eindeutig Pareto-superior im Vergleich zu einer Politik, welche die Abgabe von Testergebnissen vollständig verbietet. Das ist doch eigentlich ein überraschendes Ergebnis. Zu beachten ist allerdings, dass dieses Ergebnis entscheidend von der Annahme abhängt, dass es Individuen gibt, denen bekannt ist, dass sie hohe Risiken sind (also zum Segment H gehören). alls dies nicht der all wäre (und dies allen bekannt wäre) gibt es kein adverses Selektionsproblem zwischen U und H so dass die Verträge U und N angeboten würden. Dieses Gleichgewicht ist stabil, weil sich die Uninformierten nun aufgrund des Prämienrisikos nicht testen lassen. Sofern H besetzt ist und das Segment N dagegen leer ist, ändert sich unser zentrales Ergebnis nicht. Die Zulassung genetischer Tests bei der Prämiengestaltung ist dann wünschenswert. 3.4 onsequenzen für die Regulierung von Versicherungsmärkten Welche Befugnisse sollte man nun Versicherungen in Hinblick auf die Informationsbeschaffung geben? Die vorangegangenen Abschnitte lassen sich wie folgt zusammenfassen: 44

9 alls die Versicherungen die Nachfrager zur Abgabe solcher Testergebnisse zwingen können, erhält man das Versicherungsgleichgewicht (H, N ). alls die Nachfrager angeben müssen, ob sie einen Test gemacht haben, aber nur freiwillig die Testergebnisse an die Versicherungen abgeben, erhält man ebenfalls das Versicherungsgleichgewicht (H, N ). Denn die niedrigen Risiken werden ihren Typen durch das Testergebnis signalisieren und die Uninformierten werden sich testen lassen, wenn als Alternative nur Û bliebe. alls die Versicherungen zwar keine Abfrage machen können, aber der Nachfrager freiwillig Testergebnisse angeben kann, erhält man ebenfalls wieder (H, N ). alls die Informationen aus genetischen Tests weder von den Versicherungen gefordert werden dürfen, noch freiwillig von den Nachfragern angeboten werden dürfen, erhält man als Gleichgewicht (H, ˆN). Nun könnte man die Diskussion noch in verschiedener Richtung fortsetzen. Was sind die Verteilungswirkungen unterschiedlicher Informationssituationen auf Versicherungsmärkten, welche Allokation würde ein sozialer Planer wählen usw.usf. Man könnte auch einige der zentralen Annahmen der vorangegangenen Analyse aufheben und etwa untersuchen, wie sich die Ergebnisse ändern, wenn man unterschiedliche Einkommen zulässt und Risikotyp und Einkommensniveau eine bestimmte orrelation aufweisen. ür einen ersten Eindruck sollte dieses apitel jedoch ausreichen, interessierte ommilitonen seien aber auf Rees (2003) verwiesen. Literatur: Rees, R. (2003): Genetic Testing and Insurance Markets, mimeo, LMU München. 45