Universitair Medisch Centrum Utrecht Kamernummer B Huispostnummer B Postbus GA UTRECHT

Transcriptie

1 Loopt de inkoop van ggz-zorg uit de pas met de populatiezorgbehoefte? Onverklaarde regiovariatie van ggz-kosten en van associaties tussen ggz-output en populatiezorgbehoefte Jim van Os Hoogleraar psychiatrische epidemiologie en publieke ggz UMC Utrecht Universitair Medisch Centrum Utrecht Kamernummer B Huispostnummer B Postbus GA UTRECHT T: j.j.vanos-2@umcutrecht.nl Tekst zonder referenties:

2 Samenvatting Achtergrond Het is onbekend (i) in hoeverre er regiovariatie is in ggz-kosten; (ii) in hoeverre deze verschillen te maken hebben met indicatoren van populatiezorgbehoefte en (iii) of enige relatie tussen zorgbehoefte en zorgkosten verschilt van regio tot regio. Ggz-kosten in regio X kunnen bijvoorbeeld een positief verband vertonen met een sociaaleconomische indicator van ggzpopulatiezorgbehoefte, terwijl er in regio Y een negatief verband bestaat. Dit suggereert ongelijkheid en ondoelmatigheid. Doel Onderzoeken in hoeverre regio s in Nederland (PC3-niveau, 798 driecijferige postcodegebieden en PC2-niveau, 90 gebieden) verschillen in (i) ggz zorgconsumptie en (ii) in de relatie tussen kosten en bekende sociaaleconomische en demografische indicatoren van populatiezorgbehoefte. Methode Analyse van openbare Vektis data van Nederland over de periode in de leeftijdsgroep van jaar. Resultaten Ggz-kosten, maar niet medisch-specialistische kosten, toonden een sterk patroon van PC3-specifieke variatie dat voor twee derde was terug te voeren op verschillen in een reeks van sociaaleconomische indicatoren van ggz-populatiezorgbehoefte op PC3 niveau. Zo waren ggz-kosten onafhankelijk geassocieerd met jonge leeftijd en een reeks van sociaaleconomische factoren op PC3 niveau, inclusief etnische dichtheid, urbaniciteit en een sociaaleconomische index. Echter de mate waarin deze indicatoren van ggz-zorgbehoefte de actuele ggz-kosten voorspelden, verschilde substantieel van regio tot regio. Conclusie Regionale uitgaven in de ggz lopen mogelijk uit de pas met de populatiezorgbehoefte. De analysen valideren de propositie om ggz-inkoop mede te sturen op basis van een population-based kwaliteitskader waarin zorgconsumptie regionaal door zorgaanbieders en zorginkopers in onderling overleg wordt gebenchmarkt en gemonitord op indicatoren van zorgbehoefte. 2

3 Title Is mental health care commissioning in the Netherlands aligned with the population need? Unexplained small-area variation in costs of mental health care and in associations between mental health care output and local population needs. Summary Background Part of the quality of a mental health service is the degree in which the service can demonstrate that its output is aligned with the population needs. Aims To investigate to what degree small areas in the Netherlands (PC3-level, 798 areas) differ in the level of mental health care consumption; to what degree this is reducible to demographic and socioeconomic indicators representing known predictors of population mental health needs; and to what degree associations between indicators of need and mental health consumption vary across regions. Methods Analysis of public mental health cost data in the Netherlands over de period for the age group years. Results Mental health care costs, but not the cost of medical care, displayed a marked pattern of small area variation that was largely reducible to socioeconomic factors at the regional level. Mental health care costs were associated independently with younger age and a range if socioeconomic factors including urbanicity, ethnic density and a socioeconomic index variable. However, the degree to which these indicators of mental health needs impacted mental health costs varied from region to region. Conclusion Regional mental health care output in the Netherlands may not be aligned with population needs These analyses validate the notion that mental health care commissioning should be based on benchmarked evidence of service output being proportional to the needs predicted by population socioeconomic indices. 3

4 Introductie Volgens cijfers van Vektis maken momenteel 1.1 miljoen volwassenen gebruik van de ggz, ongeveer twee keer zoveel als voor de introductie van de marktwerking. Er is geen mechanisme dat zorgt voor een goede selectie bij de ingang van de ggz, zodanig dat de mensen met de meeste zorgbehoeften ook de meest intensieve zorg krijgen. Ook is er geen mogelijkheid tot toezicht op een juiste match tussen het specifieke ggz-aanbod in een regio en de specifieke zorgbehoefte van de populatie. Gebrek aan afstemming van zorg en zorgbehoefte wordt zichtbaar in de vorm van praktijkvariatie (Smit, 2015). Zo kunnen bijvoorbeeld de ggz-kosten in regio X een sterk positief verband vertonen met sociaal-economische deprivatie en jonge leeftijd, beiden bekende indicatoren van ggzpopulatiezorgbehoefte, terwijl er in regio Y een sterk negatief verband bestaat maar de kosten in regio Y per verzekerde hoger zijn dan in regio X. Dit zou suggereren dat voor zover de ggzpopulatiezorgbehoefte wordt gevoed door sociaaleconomische factoren en jonge leeftijd, hier in verschillende regio s op verschillende manier rekening mee gehouden wordt. Met behulp van regiooverstijgende analysen kan dan men trachten te komen tot een benchmark van populatiezorgbehoefte naar populatiezorgconsumptie. In dit artikel werd getracht een meer fundamentele analyse te doen van variatie in ggz-consumptie op regioniveau, gebruik makend van de openbare Vektis dataset, gebaseerd op declaraties over de periode Hoewel de dataset alleen beschikbaar is op groepsniveau (leeftijd-geslacht clusters per jaar per PC3 gebied) en naast leeftijd en geslacht geen sociaaleconomische gegevens beschikbaar zijn op persoonsniveau, biedt het desalniettemin een unieke gelegenheid om patronen van variatie te bestuderen over de tijd. De analyse was gericht op drie vragen: 1. Zijn er aanwijzingen voor praktijkvariatie in ggz-kosten, dat wil zeggen: is er sprake van regiospecifieke variatie in ggz-kosten? 2. In hoeverre kan regio-specifieke variatie in kosten worden gereduceerd tot verschillen tussen regio s in demografische, sociaaleconomische en ervaren gezondheidsfactoren die kunnen worden beschouwd als indicatoren van ggz-populatiezorgbehoefte? 3. Zijn er verschillen tussen regio s in de mate waarin indicatoren van ggzpopulatiezorgbehoefte impact hebben op ggz-kosten? Variatie in medisch-specialistische kosten over de dezelfde periode werd gebruikt als referentie. De hypothese was dat (i) ggz-kosten regio-specifieke variatie toont in het patroon van kosten; (ii) een groot gedeelte van de regio-specifieke variatie kan worden gereduceerd tot verschillen tussen regio s in demografische, sociaaleconomische en ervaren gezondheidsfactoren waarvan bekend is dat ze bijdragen aan de ggz-populatiezorgbehoefte; en (iii) er eveneens regio-specifieke variatie bestaat in de mate waarin demografische, sociaaleconomische en ervaren gezondheidsfactoren impact hebben op de ggz-kosten. Methode Data en bewerking 4

5 Analysen werden uitgevoerd met Stata, versie 15 (StataCorp, 2017). De Vektis data geeft informatie over de ggz-kosten en de medisch-specialistische kosten voor het aantal verzekerden per leeftijdgeslacht cluster per PC3 gebied (zie hieronder) per jaar over de periode Vanwege privacyoverwegingen is het kleinste niveau van regiovariatie in de Vektis declaratiegegevens, beschikbaar voor analyse, de 3-cijferige postcode of PC3 (maximaal 798 in Nederland over de periode ), uitgesplitst naar leeftijd (in jaren, in deze analyse geaggregeerd naar 4-jaar groepen over het leeftijdsinterval jaar, 12 eenheden) en geslacht (2 eenheden) binnen elke PC3 eenheid (798 eenheden), voor elk van de jaren In totaal waren er dus maximaal 12*2*798*6=114,912 observaties. Omdat het aantal PC3 gebieden varieerde over de periode was het beschikbare aantal observaties kleiner, te weten 112,315 observaties. De ggz-kosten voor analyse waren tweedelijns ggz / eerstelijns psychologische behandeling voor de periode en specialistische ggz / generalistische basis ggz voor de periode Kosten van de langdurige ggz werden buiten beschouwing gelaten. Ten behoeve van de analyse werden kosten uitgedrukt als de gemiddelde kost per verzekerde per leeftijd-geslacht cluster per PC3 gebied per jaar. Om de invloed van extreme kostwaarden, die bijvoorbeeld kunnen ontstaan door een concentratie van zorg voor intens zorgbehoeftigen in een bepaald gebied, te beperken werden leeftijd-geslacht clusters met kostwaarden hoger dan 2 x MAD (median absolute deviation) boven de mediaan geëxcludeerd (9% van de observaties voor ggzkosten en 5% van de observaties voor medisch-specialistische kosten)(leys e.a., 2013). De overgebleven waarden ondergingen een zero-skewness logtransformatie met de Stata lnskew0 procedure. Gegeven de opbouw van de data van het aantal mensen in 24 leeftijd-geslacht clusters in 798 PC3 gebieden over zes jaar ontstaat een hiërarchische clustering in de data, te weten de leeftijd-geslacht groepen (niveau 1) die zijn geclusterd binnen PC3 gebieden (niveau 2) binnen kalender jaar (niveau 3). In de Vektis data over de periode bedroeg het mediane aantal inwoners per PC3 gebied en het mediane aantal jarige verzekerden per leeftijd-geslacht cluster 583. PC3-specifieke variatie en intraclass correlatiecoëfficiënt Ggz-kosten werden uitgedrukt als gemiddelde kosten per leeftijd-geslacht cluster per verzekerde per jaar en per PC3-gebied. De analyse was erop gericht om onderscheid te maken tussen het deel van de variantie in ggz-kosten dat kan worden teruggevoerd tot het niveau van de leeftijd-geslacht cluster (variantie binnen PC3-gebieden) en het deel dat kan worden teruggevoerd tot het PC3-niveau (variantie tussen PC3-gebieden). Praktijkvariatie in de ggz in deze analyse is de mate waarin de variantie in kosten kan worden teruggevoerd op verschillen tussen PC3-gebieden, oftewel PC3- specifieke effecten. Als bewoners in gebied X elk jaar stabiel meer consumeren dan bewoners in gebied Y, en bewoners in gebied Z elk jaar stabiel minder dan zowel X als Y, kan dat zichtbaar worden als een zogenaamd random effect: de bevinding dat de variatie tussen PC3-gebieden groter is dan je op basis van het toeval zou verwachten. PC3-specifieke variatie werd uitgedrukt als de intraclass correlatiecoëfficiënt, berekend uit de Stata loneway procedure. Een hoge ICC betekent dat een groot deel van de variantie in zorgkosten wordt verklaard door verschillen tussen PC3-gebieden, op basis van PC3-specifieke effecten. Een lage ICC 5

6 betekent dat zorgkosten als het ware PC3-ongevoelig zijn en dus niet afhankelijk van verschillen tussen PC3-gebieden op basis van PC3-specifieke factoren. Bronnen van PC3-specifieke variatie Als er systematische verschillen zijn tussen PC3-gebieden in zorgconsumptie kan dat verklaard woorden door een reeks van demografische en sociaaleconomische variabelen, geselecteerd op een bekend verband met ggz-populatiezorgbehoefte. Om dit inzichtelijk te maken werden ICC s gestratificeerd en grafisch gerepresenteerd voor een reeks van mogelijk modererende factoren voor verschillen tussen PC3-gebieden in zorgkosten, te weten: leeftijd (kwintielgroepen), geslacht, urbanisatiegraad (kwintielgroepen van aantal inwoners in de gemeente van het PC3 gebied), medische kosten (bij de analyse van ggz-kosten kwintielgroepen), ggz-kosten (bij de analyse van medische kosten kwintielgroepen), kalenderjaar, etnische dichtheid (kwintielgroepen van het percentage niet-westerse immigranten in het PC3 gebied uit de CBS 2015 Postcode dataset ( een PC3-niveau sociaaleconomische index (zie hieronder kwintielgroepen) en een gemeenteniveau beleefde gezondheidsfactor (zie hieronder). Al deze factoren hebben bekende associaties met ggzzorgbehoefte (Bijl e.a., 1998, ten Have e.a., 2001, Selten e.a., 2002, Peen & Dekker, 2004, Leue e.a., 2005, de Graaf e.a., 2012). Als de ICC grote verschillen vertoont voor de verschillende niveaus van de stratificatievariabele, bijvoorbeeld de mate van urbaniciteit, betekent dat dat PC3-specifieke variatie in kosten sterker speelt in stedelijke gebieden dan in rurale gebieden. Predictoren van ggz-populatiezorgbehoefte: Sociaaleconomische index en beleefde gezondheidsfactor Een sociaaleconomische index score werd berekend op PC3-niveau op basis van een principale component analyse (eerste component, verklaart 58% van de variantie, met positieve lading op allochtonen en eenpersoonshuishoudens, en negatieve lading op meerpersoonshuishoudens en huishoudgrootte) van de variabelen: percentage vrouwen, percentage allochtonen, percentage Westerse allochtonen, percentage niet-westerse allochtonen, percentage eenpersoonshuishoudens, percentage meerpersoonshuishoudens met kinderen, percentage meerpersoonshuishoudens zonder kinderen en gemiddelde huishoudgrootte. Een ervaren gezondheidsfactor score werd berekend op gemeenteniveau met gegevens van de CBS 2016 gezondheidsmonitor op basis van een principale component analyse van de variabelen: ervaren gezondheid, langdurige aandoeningen, beperkingen als gevolg van gezondheidsproblemen, functiebeperkingen, mantelzorg geven, mantelzorg ontvangen, lengte en gewicht en lichamelijke activiteit (eerste component, verklaart 45% van de variantie, met positieve lading op langdurige aandoeningen, beperkingen en functiebeperkingen, en negatieve lading op ervaren gezondheid). Multilevel random regressieanalyse van factoren die PC3-variatie kunnen verklaren Bijdrage van onafhankelijke variabelen aan PC3-variatie in kosten Om de factoren die bijdragen aan verschillen in zorgkosten tussen PC3-gebieden te kwantificeren werden de predictoren van ggz-populatiezorgbehoefte opgenomen in een multilevel random 6

7 regressiemodel (Stata mixed procedure) met random intercepts voor PC3 gebied en loggetransformeerde zorgkosten per verzekerde als afhankelijk variabele. Onafhankelijke variabelen waren: (i) op leeftijd-geslacht clusterniveau: leeftijd, geslacht en kalenderjaar; (ii) op PC3 regioniveau: urbanisatiegraad, sociaaleconomische index, etnische dichtheid (percentage niet-westerse allochtonen), ggz-kosten (bij model medische kosten) en medische kosten (bij model ggz-kosten) en (iii) gemeenteniveau: ervaren gezondheidsfactor. Alle continue variabelen werden gemodelleerd als dummies van kwintielgroepen om niet-lineaire effecten te kunnen accommoderen. Om de bijdragen van de onafhankelijke variabelen te kunnen vergelijken tussen de modellen van ggz-kosten en medische kosten, en omdat standaardisatie in de zin van z-scores in multilevel modellen problematisch is (omdat standaardisatie op niveau van de hele groep andere resultaten geeft dan standaardisatie op het niveau van de PC3-subgroepen), werden de log-getransformeerde ggz-kosten en medisch specialistische kosten gecentreerd en uitgedrukt in standaarddeviatie-eenheden (i.e. gedeeld door de standaarddeviatie)(snijders & Bosker, 1999). Door de PC3-niveau ICC van het lege model (uit de Stata estat icc procedure na mixed) te vergelijken met het model met alle onafhankelijke variabelen, wordt een indruk verkregen hoeveel van de PC3- specifieke effecten op de variantie in zorgkosten kan worden verklaard door de onafhankelijke variabelen op regio-, gemeente- en leeftijd-geslacht clusterniveau. Alle onafhankelijke variabelen werden tegelijk geïntroduceerd in het model zodat associaties met kosten onafhankelijk waren van elkaar. Bijdrage van factoren aan kosten per verzekerde Tevens werden uit het multilevel random regressiemodel de fixed effects van bovenstaande predictoren van ggz-populatiezorgbehoefte gedestilleerd, in een vergelijking tussen de impact op ggz- en medisch-specialistische kosten. Random effects van predictor variabelen Voor de predictorvariabelen die een significante associatie vertoonden met ggz-kosten in het multilevel random regressie model, als hierboven beschreven, werden tevens de random effecten onderzocht, separaat voor elke predictor met leeftijd, geslacht en kalenderjaar als covariaten en predictoren gemodelleerd als continue variabele. Deze analyse richt zich op de mate van variatie tussen geografische gebieden van de helling van de regressielijn van de betreffende associatie. Een significant random effect voor bijvoorbeeld etnische dichtheid geeft aan dat de associatie tussen etnische dichtheid en kosten significant verschilt van gebied tot gebied. Omdat de sociaaleconomische predictorvariabelen waren bepaald op het niveau van PC3-gebied kan random variatie tussen de predictor en kosten alleen worden bepaald op een hoger gebiedsaggregaat, in dit geval het PC2-gebied. De 798 PC-3 gebieden zijn geclusterd binnen 90 PC2 gebieden, met een mediane populatie van Het model met het random effect van de predictor (random intercept + random helling model) werd vergeleken met het model zonder random effect van de predictor (random intercept model) met de likelihood ratio test (Clayton & Hills, 1993). Significante random effecten van predictor variabelen werden gevisualiseerd in caterpillar grafieken. Resultaten 7

8 De ggz-kost per verzekerde per leeftijd-geslacht cluster over de periode was (sd=107.9), die van medische kost bedroeg (sd=449). De log-getransformeerde ggz-kost per verzekerde was 5.74 (sd=0.32) en de log-getransformeerde medische kost per verzekerde bedroeg 7.46 (sd=0.25). Grafische verkenning PC3-specifieke variatie kosten en ICC s PC3 niveau Grafische verkenning van de medisch-specialistische en GGZ-kosten op PC3-niveau toont een sterker patroon van PC3-specifieke variatie voor GGZ-kosten dan voor medisch-specialistische kosten (Fig. 1). Grafische weergave van de ggz-kosten per verzekerde per PC3-gebied voor de jaren toont tevens aan dat het patroon van PC3-variatie sterke gelijkenis vertoont van jaar tot jaar (Fig. 2), hetgeen suggereert dat er sprake is van PC3-specifieke variatie. De PC3-niveau ICC voor ggz-kosten was 0.29, hetgeen aangeeft dat bijna 30% van de variantie in ggzkosten te maken heeft met verschillen tussen PC3 gebieden. Voor medisch-specialistische kosten was de PC3-niveau ICC slechts een fractie daarvan: of 3%. Grafische weergave van de gestratificeerde ICC s voor ggz en medisch-specialistische zorg (Fig. 3) laat zien dat de PC3-niveau ICC s voor ggz-kosten variëren met sociaaleconomische factoren, inclusief stedelijkheid en etnische dichtheid, terwijl de PC3-niveau ICC s voor medisch-specialistische kosten variëren met leeftijd maar niet met andere variabelen. Multilevel model Bijdrage van onafhankelijke variabelen aan PC3-variatie in kosten De ICC op PC3-niveau, berekend uit het lege multilevel randomregressiemodel, was 0.31 voor ggzkosten en voor medisch-specialistische kosten ongeveer gelijk aan de schatting uit de loneway procedure als hierboven beschreven. De ICC op PC3-niveau van het model met alle onafhankelijke variabelen was 0.11 voor GGZ-kosten en voor medisch-specialistische kosten. Met andere woorden, twee derde van de PC3-specifieke variantie van ggz-kosten is te verklaren op basis van leeftijd, geslacht en kalenderjaar (variabelen op leeftijd-geslacht clusterniveau), urbanisatiegraad, sociaaleconomische index, etnische dichtheid, medisch-specialistische kosten (variabelen op PC3 niveau) en een ervaren gezondheidsfactor (variabele op gemeenteniveau). Bij medisch-specialistische kosten bleken deze factoren de PC3-specifieke variatie in geringe mate te maskeren: correctie voor de factoren gaf een toename in de PC3-specifieke variatie, maar in absolute termen bleef de PC3-specifieke variatie gering. Bijdrage van onafhankelijke variabelen aan hoogte van kosten Het patroon van fixed effect associaties met predictoren van populatiezorgbehoefte verschilde tussen ggz-kosten en medisch-specialistische kosten (Tabel 1). Medisch-specialistische kosten per verzekerde waren sterk oplopend geassocieerd met leeftijd op leeftijd-geslacht clusterniveau en met ervaren gezondheid op gemeenteniveau. Ggz-kosten daarentegen waren sterk geassocieerd met jongere leeftijd en een hogere lading op de sociaaleconomische index score. Ggz-kosten waren sterker geassocieerd met etnische dichtheid en zwakker met vrouwelijk geslacht dan medischspecialistische kosten. Alleen ggz-kosten waren hoger voor de hoogste graad van urbanisatie, 8

9 onafhankelijk van alle andere factoren. Ggz-kosten waren sterker geassocieerd met medischspecialistische kosten dan andersom. Regio-specifieke variatie in associaties tussen onafhankelijke variabelen en ggz-kosten Alle variabelen die een significante associatie vertoonden met ggz-kosten (Tabel 1) vertoonden tevens significante random effecten (Tabel 2, Fig. 4). Discussie De analyse liet zien dat ggz-kosten, maar niet medisch-specialistische kosten, een sterk patroon van PC3-specifieke variatie tonen die voor twee derde was terug te voeren op bekende demografische en sociaaleconomische voorspellers van ggz-zorgbehoefte. Ggz-kosten waren geassocieerd met jonge leeftijd en een reeks van sociaaleconomische indicatoren van populatiezorgbehoefte, maar de mate waarin de ggz-kosten waren geassocieerd met deze indicatoren verschilde substantieel van regio tot regio. Medisch-specialistische kosten varieerden vooral met oudere leeftijd en ervaren gezondheid. Methodologische factoren Een belangrijke beperking van deze analyse was (i) de relatief grofmazige eenheid van geografische clustering op PC3- en vooral op PC2-niveau en (ii) de grofmazige eenheid op het niveau van leeftijdgeslacht clusters in plaats van het niveau van de unieke persoon. Het gebruik van data op grofmazig PC3-niveau kan leiden tot een substantiële onderschatting van PC3-specifieke variatie omdat verschillende ecologisch betekenisvolle wijken opgaan in een groter, ecologisch minder betekenisvol geheel. Analysen met een meer fijnmazige indeling op bijvoorbeeld PC4 gebied kunnen meer inzicht bieden in de mate van PC3-specifieke variatie van kosten, de factoren die hierop van invloed zijn, en variatie in de mate van invloed van deze factoren tussen regio s. Het gebruik van leeftijd-geslacht clusters in plaats van data op persoonsniveau kan eveneens resulteren in minder precisie en meer random error. Verder maakt de grofmazigheid van beide niveaus PC3 en leeftijd-geslacht cluster het moeilijk om een onderscheid te maken tussen kosteffecten op individueel niveau en effecten op contextueel niveau. Hoewel bijvoorbeeld het effect van etnische dichtheid in de analysen was gespecificeerd op contextueel (PC3-) niveau, was het niet mogelijk om te corrigeren voor persoonsniveau etnische groep, waardoor het niet mogelijk is om onderscheid te maken tussen een etnisch effect op ecologisch-contextueel niveau (etnische dichtheid) dan wel individueel niveau (individuele etnische groep). Medisch-specialistische kosten dienden hier als referentie ten opzichte van de ggz-kosten en niet als variabele van primair belang. Voor een primaire analyse van medisch-specialistische kosten is het nodig deze op te delen in verschillende ziektegroepen, elk met zijn eigen demografische en sociaaleconomische determinanten. Bij de analyse van routine kosten data kan regionale clustering van de meest zorgbehoeftige patiënten de resultaten beïnvloeden. Het is echter onwaarschijnlijk dat in de huidige analysen tot uiting kwam omdat de kosten van de langdurige ggz niet werden meegenomen en extreme waarden uit de analyse werden verwijderd. De data in figuur 2 laten dan ook een patroon zien van gelijkmatige variatie zonder extreme uitschieters. 9

10 Interpretatie bevindingen De bovenstaande beperkingen in acht nemende zijn er een aantal conclusies te trekken met betrekking tot patronen van ggz-zorgconsumptie op populatieniveau. Tot 30% van de variatie in consumptie heeft te maken met verschillen tussen brongebieden, en dit is hoogstwaarschijnlijk een onderschatting. Het is zelfs waarschijnlijk dat bijvoorbeeld tot 50% van de variatie in kosten te maken heeft met verschillen tussen gebieden als de resolutie groter was geweest (bv PC4-niveau). Het is eveneens duidelijk dat er belangrijke bijdragen zijn van demografische en sociaaleconomische indicatoren van ggz-populatiezorgbehoefte aan zowel hoogte van als variatie in kosten, en dat de mate waarin zorgkosten verband houden met indicatoren van ggz-populatiezorgbehoefte substantieel verschil van PC3-regio tot PC3-regio. Dit heeft consequenties voor de zorg. Hoewel de Vektis data laten zien dat er duidelijke associaties zijn tussen zorgconsumptie enerzijds en demografische/sociaaleconomische indicatoren van ggzpopulatiezorgbehoefte anderzijds, is het niet duidelijk in hoeverre deze associaties een reflectie van zijn van een juiste verhouding tussen zorgbehoefte en zorgconsumptie. Immers, de verhouding tussen ggz-zorgconsumptie en ggz-populatiezorgbehoefte toont substantiële verschillen van regio tot regio. Regionale analyse in combinatie met kwalitatieve spiegelgesprekken tussen aanbieders, huisartsen, gemeente en lokale stakeholders zijn nodig om de optimale verhouding tussen zorgoutput en lokale populatiezorgbehoefte te bepalen. Het is gewenst om bij de zorginkoop rekening te gaan leren houden met deze factoren, wil er zorg worden ingekocht en gegeven die een match heeft met de populatiezorgbehoefte. Er is momenteel bij de inkoop van ggz-zorg geen mechanisme dat voorziet in stuurinformatie hieromtrent en de data laat zien dat dit resulteert in substantiële variatie van regio tot regio in de verhouding tussen zorgoutput en populatiezorgbehoefte. In conclusie lijken deze analysen ons de propositie om de ggz-inkoop mede te sturen op basis van een population-based kwaliteitskader (Van Os & Delespaul, 2018), te valideren. Om de benodigde stuurinformatie te genereren is het nodig om per betekenisvol gebied een voorspelling te maken van de verwachte ggz-zorgconsumptie op basis van bestaande demografische en sociaaleconomische data, en deze te relateren aan actuele zorgconsumptiedata, niet alleen in de vorm van Vektis data van aanbieders in het gebied, maar in combinatie met data van wijkteams, poh-ggz, jeugdzorg, wmo instanties, farmacologische databases, gemeentelijke survey data en andere bronnen. Deze stuurinformatie kan worden gebruikt om aanbieders van zorg in een regio te laten samenwerken op basis van een kwantitatieve en controleerbare doelen, die over de tijd kunnen worden gevolgd en bijgesteld als gewenst. 10

11 Fig. 1 PC3-specifieke variatie (PC3 gebied) in 2016 voor medisch-specialistische en ggz-kosten 11

12 Fig. 2 Stabiliteit PC3-specifieke variatie in ggz-kosten

13 Fig. 3 PC3-specifieke variatie in kosten (uitgedrukt als Intraclass correlation) voor Medischspecialistische (boven) en GGZ (onder) kosten, gestratificeerd voor jaar, sociaal-demografische regiokenmerken, leeftijd/geslacht en medische/ggz kosten. Medische kosten 13

14 Figuur 4. Caterpillar grafieken van PC2-niveau random effecten (en standaard fout) van predictor variabelen van ggz-kosten (sociaaleconomische index, etnische dichtheid, urbaniciteit, medischspecialistische kosten, leeftijd, geslacht). 14

15 Tabel 1. Resultaten multilevel random regressieanalyse van factoren met invloed op GGZ-kosten (links) en medische kosten (rechts). XVariabelen ggz-kosten Variabelen Medisch-specialistische kosten b p 95%CI b p 95% CI 1b.age5* 0 1b.age5 0 2.age age age age age age , age age ,0444 sexe vrouw sexe vrouw b.urban 0 1b.urban 0 2.urban urban urban urban urban urban urban urban b b b.factor1_5 1b.factor1_ factor1_5 2.factor1_ factor1_5 3.factor1_ factor1_5 4.factor1_ factor1_5 5.factor1_ b.factor3_5 1b.factor3_ factor3_ factor3_ factor3_ factor3_ factor3_ factor3_ factor3_ factor3_ b.kostmed 0 1b.kostggz , , , ,

16 5 2.kostmed5 2.kostggz kostmed5 3.kostggz kostmed5 4.kostggz kostmed5 5.kostggz b.minor5 0 1b.minor5 0 2.minor5 2.minor minor5 3.minor minor5 4.minor minor5 5.minor b=regressie coëfficiënt uit multilevel random regressiemodel p = p-waarde 95% CI = 95% betrouwbaarheidsinterval van b Prefix 1b. en 2011b=referentiecategorie van continue variabelen (kwintielgroepen, prefix 1-5) Factor1_5: demografische factor op PC3 niveau Factor3_5: ervaren gezondheidsfactor op gemeente niveau Kostmed5: kwintielgroepen medisch-specialistische kosten op PC3 niveau Kostggz5: kwintielgroepen ggz-kosten op PC3 niveau Minor5: kwintielgroepen etnische dichtheid 16

17 Tabel 2. Random effecten van predictor variabelen Predictor Likelihood ratio test* Chi-square p-value Sociaaleconomisch e factor Urbaniciteit Etnische dichtheid Medischspecialistische kosten Geslacht Leeftijd *Vergeleken werd het model met alleen de PC2-niveau random intercept met het model met zowel de PC2-niveau random intercept en de PC2-niveau random helling van de predictor variabele. Leeftijd, geslacht en kalenderjaar waren covariaten in alle modellen. 17

18 Referenties Bijl RV, Ravelli A, van Zessen G. Prevalence of psychiatric disorder in the general population: results of the Netherlands Mental Health Survey and Incidence Study (NEMESIS). Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol. 1998;33(12): Clayton D, Hills M. Wald Tests. In: Clayton D, Hills M, editors. Statistical Models in Epidemiology. Oxford: Oxford Science Publications; p de Graaf R, Ten Have M, van Gool C, van Dorsselaer S. [Prevalence of mental disorders, and trends from 1996 to Results from NEMESIS-2]. Tijdschr Psychiatr. 2012;54(1): Leue C, van Os J, Neeleman J, de Graaf R, Vollebergh W, Stockbrugger RW. Bidirectional associations between depression/anxiety and bowel disease in a population based cohort. J Epidemiol Community Health. 2005;59(5):434. Leys C, Ley C, Klein O, Bernard P, Licata L. Detecting outliers: Do not use standard deviation around the mean, use absolute deviation around the median. J Exp Soc Psychol. 2013;49(4): Peen J, Dekker J. Is urbanicity an environmental risk-factor for psychiatric disorders? Lancet. 2004;363(9426): Selten JP, Cantor-Graae E, Slaets J, Kahn RS. Odegaard's selection hypothesis revisited: schizophrenia in Surinamese immigrants to The Netherlands. Am J Psychiatry. 2002;159(4): Smit M. Praktijkvariatie GGZ. Vektis Zorgthermometer. 2015;20:3-29. Snijders T, Bosker R. Multilevel analysis, an introduction to basic and advanced modeling. London: SAGE Publications; StataCorp. STATA Statistical Software: Release 15. Texas: College Station; ten Have M, Vollebergh W, Bijl RV, de Graaf R. Predictors of incident care service utilisation for mental health problems in the Dutch general population. Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol. 2001;36(3): Van Os J, Delespaul P. Een Valide Kwaliteitskader Voor De GGZ: Van Benchmark-ROM Aan De Achterkant Naar Regionale Regie en Co-creatie Aan De Voorkant. Tijdschrift voor Psychiatrie. 2018;60: