Studies waarin de relatie onderzocht wordt tussen een psychotherapeutische behandeling en kosten van gezondheidszorg¹, vertonen nogal eens methodologische en inhoudelijke gebreken. Zo is in het hiervoor geciteerde retrospectieve onderzoek van Holder en Blose (1987) geen sprake van at random toewijzing van patiënten aan een behandelgroep of een controlegroep die geen behandeling ontvangt. Er is daarnaast sprake van een GGZ-behandeling zonder nadere specificatie van de aard en de duur van deze behandeling en van de discipline van waaruit deze plaatsvindt. Verder is de aard van de problematiek waarvoor behandeling wordt gegeven niet bekend. Bovendien wordt gebruik gemaakt van gegevens van een ziektekostenverzekering, waardoor andere kosten, zoals out of pocket kosten, niet in de berekeningen betrokken zijn.

Gabbard en anderen (1997) achten 17 van de 35 in de literatuur aangetroffen studies onbruikbaar voor verdere analyse. Een aantal studies is afgevallen omdat geen sprake is van een controlegroep. In een aantal onderzoeken worden geen gegevens over kosten vermeld. Bovendien wordt in enkele studies de psychotherapeutische interventie niet onderscheiden van een medicamenteuze behandeling die in combinatie met de psychotherapie wordt verstrekt. De rapportage van kosten gebeurt volgens Gabbard en anderen niet op een consistente manier. Zo wordt in een aantal studies onvoldoende aandacht besteed aan de kosten van de interventie. Tenslotte, omdat sprake is van experimenteel onderzoek bij homogeen samengestelde groepen patiënten is de generaliseerbaarheid van de resultaten naar de klinische praktijk beperkt.

Tot op heden is er in Nederland op het terrein van de psychotherapie geen onderzoek uitgevoerd naar de kosteneffectiviteit hiervan. Internationale onderzoeksliteratuur suggereert weliswaar dat psychotherapeutische behandelingen een vermindering van hulpvragen en hiermee samenhangende kosten van gezondheidszorg tot gevolg hebben, maar hieruit valt evenwel niet te concluderen dat dit ook voor de Nederlandse situatie geldt. De organisatie van de gezondheidszorg in westerse landen vertoont onderlinge verschillen; verondersteld kan worden dat de kosteneffectiviteit van psychotherapeutische behandelingen mede afhankelijk is van de organisatievorm (Diekstra, 1987). Het is daarom zinvol om ook binnen de Nederlandse GGZ onderzoek te doen naar de kosteneffectiviteit van psychotherapie. Om na te gaan of een studie naar de doelmatigheid van psychotherapie binnen de klinische setting haalbaar is, is een vooronderzoek uitgevoerd op RIAGG Westhage te Den Haag.

De eerste vraag van het vooronderzoek gaat over uitval: hoe ligt de verhouding tussen het aantal patiënten dat meewerkt aan het onderzoek en het totale aantal patiënten dat zich voor behandeling meldt bij de RIAGG? De tweede vraag betreft mogelijke selectiebias: in hoeverre kan de steekproef representatief geacht worden voor de populatie psychotherapiepatiënten? De derde vraag is: waarin verschillen patiënten die in psychotherapie komen van patiënten die niet in psychotherapie komen in de demografische kenmerken, de ernst van de psychopathologie, het patroon van medische consumptie, het productieverlies door ziekte en het arbeidsverzuim?² Omdat in een kosteneffectiviteitsstudie sprake is van herhaalde metingen (ten minste een voor- en een nameting) dient in de vierde plaats nagegaan te worden in hoeverre verschillen bestaan tussen patiënten die wel en die niet aan een vervolgmeting meedoen. De vijfde vraag is: in hoeverre zijn bij de psychotherapiegroep, in een periode van een half jaar na aanmelding, veranderingen opgetreden in psychopathologie, kwaliteit van leven, patroon van medische consumptie en productieverlies door ziekte en arbeidsverzuim? De zesde vraag luidt: in hoeverre hangen eventuele veranderingen in psychologisch opzicht samen met veranderingen in medische consumptie en productieverlies door ziekte en arbeidsverzuim?

Volwassen patiënten (18-65 jaar) die zich aanmelden voor behandeling, krijgen een anamnestisch onderzoek (intake) aangeboden op de afdeling psychotherapie. Acute patiënten worden door de baliedienst van de afdeling sociale psychiatrie gezien. Na de intake wordt vervolgens in een intakeberaad besproken of de patiënt een psychotherapeutische behandeling binnen de afdeling krijgt aangeboden, dan wel verwezen wordt naar elders (zoals dagbehandeling, opname of algemeen maatschappelijk werk) of geen behandeling krijgt. Dit wordt in een adviesgesprek met de betreffende patiënt besproken. Een aantal patiënten maakt geen gebruik van het adviesgesprek en ziet van behandeling af (weigering). Na de intake zijn derhalve vier groepen te onderscheiden: psychotherapeutische behandeling aangeboden, verwijzing, geen behandeling aangeboden en weigering.

Patiënten die in de periode juni-juli 1995 een intake ontvangen en de Nederlandse taal voldoende beheersen, wordt verzocht deel te nemen aan het onderzoek. De instroom stopt bij honderdtwintig patiënten.

Voor de vaststelling van de aard en ernst van de psychopathologie werden de Symptom Checklist (SCL-90; Nederlandse vertaling Arrindell & Ettema, 1986) en de General Health Questionnaire (GHQ-12; Nederlandse vertaling Koeter & Ormel, 1991) gebruikt. De SCL-90 bestaat uit acht klinische schalen (angst, agorafobie, depressie, somatische klachten, insufficiëntie, sensitiviteit, hostiliteit en slaapproblemen). De somscore wordt gebruikt als maat voor het algehele niveau van psychisch en hiermee samenhangend lichamelijk disfunctioneren over de afgelopen week (zogenoemd psychoneuroticisme). Normgroepen zijn samengesteld voor de populatie polikliniek psychiatrie en voor de normale bevolking.

De GHQ-12 is een screeningsinstrument voor niet-psychotische psychopathologie. De items betreffen het onvermogen om normaal te functioneren en op ongewone en onaangepaste psychische belevingen. De totaalscore kan worden opgevat als een maat voor psychisch onwelbevinden. De GHQ-12 wordt ook gebruikt als screeningsinstrument voor ernstige psychopathologie. In dat geval is een score boven een drempelwaarde indicatief voor een psychiatrische diagnose. In veel studies wordt een drempelwaarde van twee gehanteerd. De gemiddelde betrouwbaarheid van de GHQ-12 over verschillende steekproeven (Cronbach's alfa) is 0,90.

De subjectieve waarneming van de gezondheidstoestand wordt onderzocht met de Nottingham Health Profile (NHP; Nederlandse vertaling Erdman, Passchier, Kooijman & Stronks, 1993). Deze vragenlijst naar de kwaliteit van leven bestaat uit twee delen. Het eerste deel bevat 38 uitspraken die gezondheidsproblemen weerspiegelen. Dit deel is opgesplitst in zes secties waarop gezondheidsproblemen een nadelige invloed kunnen hebben. Deze secties zijn: fysieke mobiliteit, pijn, slaap, energie, sociale isolatie en emotionele reacties. Het tweede deel bevat zeven uitspraken over dagelijkse bezigheden, zoals werk en beroep, en sociale contacten die door gezondheidsproblemen verstoord kunnen worden. De score-range van deel I loopt per sectie van 0 (geen problemen) tot 100 (veel problemen). Bij deel II worden de bevestigende antwoorden per item opgeteld tot een somscore (score-range 0-7). Bij de invulling moet worden beoordeeld of een uitspraak al dan niet van toepassing is op de huidige situatie. De interne consistentie (Cronbach's?alfa) van de schalen loopt van 0,70 (slaap en sociale isolatie) tot 0,85 (pijn). De test-hertestbetrouwbaarheid ligt tussen r?=?0,69 (sociale isolatie) en r?= 0,92 (fysieke mobiliteit). De NHP is tot voor kort voornamelijk toegepast in de somatische gezondheidszorg. In het huidige onderzoek worden normscores gebruikt die zijn ontleend aan onderzoek in de huisartsenpraktijk (Erdman e.a., 1993).

Het patroon van medische consumptie en arbeidsverzuim wordt onderzocht met behulp van een vragenlijst voor medische consumptie, ziekte en werk (de Trimbos-iMTA questionnaire for direct and indirect Costs associated with Psychiatric illness, TIC-P). Deze vragenlijst bestaat uit drie delen. In het eerste deel wordt gevraagd van welke vormen van gezondheidszorg iemand in de afgelopen maand gebruik heeft gemaakt. Het tweede deel inventariseert de eventuele gevolgen van ziekte voor betaald werk in de twee weken voorafgaand aan het tijdstip van invullen. Het derde deel brengt een aantal demografische gegevens in kaart. Van deze vragenlijst zijn nog geen betrouwbaarheids- en validiteitsgegevens bekend.

De kwaliteit van de therapeutische relatie wordt onderzocht met behulp van de Helping Alliance questionnaire (HAq-II, Luborsky, Barber, Siqueland & Johnson, 1997; Nederlandse vertaling Trijsburg, 1996). Deze vragenlijst kent een therapeut- en een patiëntversie. De door de therapeut gehanteerde therapeutische technieken in de behandeling worden bestudeerd aan de hand van de Methodiekenlijst (Trijsburg, 1994)³.

De vragenlijsten SCL-90, GHQ-12, NHP en TIC-P worden tezamen met de schriftelijke bevestiging van de intake-afspraak aan de patiënt toegezonden. Voorafgaand aan het intakegesprek overlegt de onderzoeker aan de patiënt het informed consent formulier en neemt deze de lijsten in ontvangst. De instroomperiode bedraagt twee maanden (juni en juli 1995). Zes tot acht maanden na deze eerste meting worden alle patiënten uit de onderzoeksgroep opnieuw benaderd. Als peildatum voor deze tweede meting wordt 31 januari 1996 gekozen. Om praktische redenen worden de lijsten na een telefonische aankondiging aan de patiënten toegezonden. Naast de lijsten die bij de eerste meting worden afgenomen, wordt aan de psychotherapiepatiënten de HAq-II voorgelegd. Bovendien wordt hun verzocht een oordeel te geven over het effect van de behandeling en te vermelden hoe (op wiens initiatief, al dan niet in consensus) de behandeling beëindigd is. Tegelijkertijd met de tweede meting wordt aan de behandelaars van de patiënten gevraagd de Methodiekenlijst in te vullen en een oordeel te geven over het effect van de behandeling.

Voor de psychologische vragenlijsten is het verschil tussen de eerste en de tweede meting getoetst met een gepaarde t-toets voor gemiddelden, indien de data van intervalniveau zijn. De grootte van het verschil wordt aangegeven met behulp van Cohen's d (Cohen, 1977), gecorrigeerd voor autocorrelatie tussen de twee metingen. Deze maat geeft aan of de verandering tussen de twee metingen laag (d < 0,50), gematigd (0,50 < d < 0,80) of hoog (d > 0,80) is. Voor afhankelijke dichotome data is gebruik gemaakt van McNemar-toets. Met behulp van deze toets kan worden nagegaan of een score, bijvoorbeeld het al dan niet naar de huisarts gaan, van een meetmoment naar een ander meetmoment is veranderd. Wanneer een significante verandering wordt gevonden, kan vervolgens nagegaan worden of er, gerekend over de gehele steekproef, sprake is van een stijging of een daling. Bij schattingen van de samenhang tussen variabelen van intervalniveau is de Pearson product-moment coëfficiënt toegepast. Voor alle toetsingen worden de p-waarden vermeld.

Van de in totaal 120 patiënten die zich hebben aangemeld voor een intake, komen door no show en weigering uiteindelijk 98 patiënten in de onderzoeksgroep. Het responspercentage is 82. De verdeling van de vier groepen, die na de intake ontstaat, is als volgt: 58 patiënten komen in psychotherapeutische behandeling (59%), 11 worden verwezen (11%) en 18 krijgen geen behandeling aangeboden (18%). Het aantal weigeraars bedraagt 11 patiënten (11%). Bij de tweede meting zenden 68 patiënten de vragenlijsten terug. Ten opzichte van de eerste meting (n = 98) is dit een responspercentage van 69%. Van de 58 patiënten die een psychotherapeutische behandeling ontvangen, werken 47 patiënten aan beide metingen mee. Dit is 39% van de 120 aanmeldingen.

De totale groep respondenten bij de eerste meting bestaat uit 28 mannen (29%) en 69 vrouwen (70%). Van één persoon is het geslacht onbekend. De gemiddelde leeftijd van de mannen is 36,0 jaar (SD = 8,7) en van de vrouwen 37,0 jaar (SD = 12,8). 36 patiënten zijn tussen de 19 en 30 jaar oud (37%), 38 tussen de 31 en 44 jaar (39%) en 24 tussen de 45 en 65 jaar (24%). Twaalf patiënten hebben alleen lagere school (12%) en 17 hoogstens lager beroepsonderwijs gevolgd (17%). 47 personen hebben als hoogste opleiding een middelbare opleiding (MAVO, HAVO, MBO, VWO) genoten (48%) en 21 een hogere (HBO, WO) (21%). Van één persoon is de opleiding onbekend.

De groep die geen psychotherapeutische behandeling ontvangt (n = 40) blijkt niet te verschillen van de groep die in psychotherapeutische behandeling komt op de variabelen sekse, leeftijd, opleiding, psychopathologie en arbeidsverzuim. Wel heeft de groep die geen psychotherapeutische behandeling krijgt aangeboden een significant hogere gemiddelde score op de secties pijn en slaap van de NHP (beide p < 0,05). Bovendien is het medicijngebruik significant hoger bij deze groep (p < 0,05).

Bij de tweede meting bedraagt het aantal zittingen van de 58 patiënten die in psychotherapeutische behandeling zijn gekomen gemiddeld 12,5 sessies (range 1-43, SD = 9,9). Hierbij moet opgemerkt worden dat deze psychotherapieën zijn begonnen binnen een periode van één tot maximaal drie maanden na de intake. Een aantal psychotherapieën is op het moment van de tweede meting nog niet afgesloten. Het gemiddeld aantal behandelzittingen van de patiënten die aan beide metingen meewerken is significant hoger dan dat van de patiënten, die alleen aan de eerste meting deelnamen (n = 47, gem. = 14,5, SD = 9,8; respectievelijk n = 11, gem. = 3,8, SD = 3,7, p < 0,05). Op de variabelen sekse, leeftijd, opleiding, psychopathologie, kwaliteit van leven, medische consumptie en arbeidsverzuim blijkt de laatste groep niet te verschillen van de groep die aan beide metingen deelnam.

Het verdere onderzoeksverslag richt zich op de groep van 47 patiënten die een psychotherapeutische behandeling bij RIAGG Westhage heeft ontvangen en die aan beide metingen heeft deelgenomen.

Bij vergelijking van de verandering in de scores op de SCL-90-schalen angst, agorafobie, somatische klachten, hostiliteit en psychoneuroticisme en de verandering in de GHQ-12-totaalscore enerzijds, met de verandering in de frequentie van het huisartsenbezoek anderzijds, komt een significante positieve correlatie naar voren (0,32 < r < 0,41;?p < 0,05 en p < 0,01; respectievelijk r = 0,36; p < 0,05). Afname van psychopathologie gaat dus samen met afname van de frequentie van het huisartsbezoek. Er wordt geen verband gevonden tussen de vermindering van de scores op de SCL-90 en GHQ-12 enerzijds en de afname van het ziekteverzuim anderzijds.

Uitgaande van 120 aanmeldingen bij de afdeling psychotherapie van een RIAGG blijken na een half jaar 47 patiënten die in psychotherapie zijn gekomen, aan twee metingen te hebben meegedaan (39%). In klinisch onderzoek is dit percentage geen uitzondering. Kazdin (1994) meldt dat attritiepercentages van 50 en meer heel gewoon zijn in psychotherapieonderzoek. Gezien de belangrijke implicaties voor de interne en de externe validiteit van bevindingen moet bij onderzoek naar doelmatigheid van psychotherapie in de klinische setting het aantal patiënten worden verhoogd om statistisch verantwoorde conclusies te kunnen trekken. Uit dit vooronderzoek blijkt dat de instroom met een factor 2,6 moet worden verhoogd om het gewenste aantal patiënten voor een tweede meting te bereiken. De verwachting is dat deze factor hoger gesteld moet worden wanneer meer follow-up metingen plaatsvinden. Ook dient de onderzoeker zich actief en wervend op te stellen. Zo is de tweede meting in het huidige onderzoek telefonisch aangekondigd. Sommige patiënten ontvangen meermalen een telefonische of schriftelijke herinnering voordat zij de vragenlijsten ingevuld terugsturen.

De patiënten, die instromen in een onderzoek, kunnen verschillen van de reguliere populatie die in psychotherapie gaat. De externe validiteit van conclusies over behandeleffecten van in dit geval een RIAGG kan hierdoor bedreigd worden. In het huidige onderzoek blijkt het percentage mannen aanzienlijk lager te liggen dan dat van de vrouwen. De percentages wijken af van die van de aanmeldingen mannen en vrouwen op de afdeling psychotherapie van de betreffende RIAGG in 1995 (37% respectievelijk 63%; Binnerts & Van Kooten, 1996). Ook de leeftijdsverdeling van de onderzoeksgroep blijkt enigszins af te wijken van de reguliere aanmeldingen in het jaar 1995. Zo zijn patiënten uit de onderzoekspopulatie in de leeftijdscategorie 31 tot 44 jaar oververtegenwoordigd en zijn patiënten in de categorie 45 tot 65 jaar ondervertegenwoordigd.

Een vergelijking van het opleidingsniveau van de onderzoekspopulatie met alle regulier zich aanmeldende patiënten is niet mogelijk omdat dit bij RIAGG Westhage niet standaard wordt geregistreerd. Bij vergelijking met een onderzoek van Van der Sande, Van Hoof & Hutschemaekers (1992) bij vijf RIAGG's en een studie onder een viertal andere RIAGG's (Friele & Verhaak, 1991) blijkt het percentage patiënten uit de onderzoekspopulatie met hoogstens lagere beroepsopleiding (LS en LBO) lager te liggen, namelijk 29% tegenover respectievelijk 43% en 35%. Daarentegen is het percentage patiënten met een middelbaar en hoger (beroeps)opleidingsniveau (MAVO – WO) hoger dan dat voor beide hiervoor genoemde studies, namelijk 69% tegenover respectievelijk 57% en 63%.

Op psychopathologie (SCL-90, in het bijzonder het algehele niveau van psychisch en daarmee samenhangend lichamelijk disfunctioneren: psychoneuroticisme) blijken mannen zowel als vrouwen benedengemiddeld te scoren in vergelijking met de populatie polikliniek psychiatrie.

De vermelde verschillen in leeftijd en sekse kunnen teweeg worden gebracht door systematische effecten. De verschillen in het opleidingsniveau en psychopathologie kunnen samenhangen met het verzorgingsgebied van de onderzochte RIAGG. Ondanks de mogelijkheid van statistische correctie van eventuele verschillen met de reguliere psychotherapie situatie moet de representativiteit van de onderzoeksgroep in vervolgonderzoek zoveel mogelijk gewaarborgd worden, bijvoorbeeld door een voldoende lange instroomperiode te hanteren en door meerdere behandelsettingen, waarvan het opleidingsniveau van de patiëntenpopulatie overeenstemt met dat van de reguliere psychotherapie populatie, in het onderzoek te betrekken.

Uit het huidige onderzoek komen enkele verschillen naar voren tussen de groep die wel en die niet in psychotherapeutische behandeling komt. Zo werd bij de kwaliteit van leven gevonden dat patiënten die niet in psychotherapie komen, significant meer pijn en slaapproblemen melden bij de eerste meting dan de patiënten die wel een psychotherapeutische behandeling ontvangen. Ook gebruikt de groep die niet in behandeling komt, significant meer medicatie dan patiënten die wel in behandeling komen. Voor zover het om onbedoelde en relevante verschillen gaat, kan hier gesproken worden van verstorende variabelen. Voor de effecten op de uitkomstvariabelen van de variabelen waarop dergelijke verschillen worden gevonden (zoals pijn, slaap, medicijngebruik) dient bij analyses in vervolgonderzoek statistisch te worden gecorrigeerd.

Een andere bedreiging van de validiteit wordt gevormd door het bestaan van verschillen tussen patiënten die de behandeling afmaken en patiënten die dit niet doen. In de eerste plaats kan de interne validiteit worden aangetast door de verandering van de equivalente samenstelling van patiëntengroepen bij at random toewijzing aan een interventie- en een controlegroep. In de tweede plaats kunnen de externe en de constructvaliditeit afnemen door selectieve uitval uit de behandelgroep (Kazdin, 1994). Gezien de bevinding dat patiënten die niet aan de tweede meting deelnemen significant korter in behandeling zijn dan de patiënten die beide metingen invullen?is het van belang in een groter onderzoek te controleren voor het effect van behandelvariabelen, zoals het aantal zittingen, de behandelduur, het al dan niet beëindigd zijn van de behandeling en de wijze van beëindigen.

In het huidige onderzoek blijkt de ernst van de psychopathologie na een half jaar te zijn afgenomen en de kwaliteit van leven te zijn verbeterd. Vanwege het ontbreken van een controlegroep kunnen deze verschuivingen niet zonder meer aan de behandeling worden toegeschreven. Voor het arbeidsverzuim is een (niet significante) daling van het aantal ziektedagen vastgesteld. De medische consumptie is na een half jaar niet gedaald, met uitzondering van het contact met de huisarts. Het hoge percentage van het contact met de huisarts van de psychotherapiegroep bij de eerste meting (74%) kan echter worden toegeschreven aan de verwijzing van de patiënt naar de RIAGG. Hier staat tegenover dat het meermalig contact ook is verminderd. Daarnaast blijkt er een significante positieve samenhang te zijn tussen de daling van het aantal contacten met de huisarts en de afname van psychopathologie. In gecontroleerd onderzoek dient te worden nagegaan in hoeverre afname van de contactfrequentie en eventuele andere veranderingen op andere variabelen die met doelmatigheid samenhangen, veroorzaakt worden door de psychotherapeutische behandeling.