Regionale verschillen in de frequentie van enkele veel voorkomende operaties, 1985
Open

Onderzoek
13-05-1990
J.P. Mackenbach

De frequentie van vijf veel voorkomende klinische operaties bleek in 1985 tussen Nederlandse provincies te verschillen. De variatie was het grootst voor (adeno)tonsillectomieën (de hoogste en laagste waarden verschillen een factor 2,6) en het kleinst voor hernia abdominalis-operaties (verschil een factor 1,1). Appendectomieën, cholecystectomieën en uterusextirpaties hadden een spreiding die tussen deze uitersten in ligt (verschillen een factor 1,4 à 1,6).

De achtergronden van deze verschillen zijn niet met zekerheid bekend, maar resultaten uit buitenlands onderzoek wettigen de veronderstelling dat hier sprake zou kunnen zijn van verschillen in indicatiestelling. Informatie aan de medische specialisten over interregionale verschillen in operatiefrequentie zou een belangrijke rol kunnen spelen bij het identificeren van terreinen waar consensusontwikkeling, resp. onderzoek dat nodig is voor het bereiken van consensus, gewenst is.

Inleiding

INLEIDING

Interregionale variatie in de frequentie waarmee bepaalde chirurgische ingrepen worden uitgevoerd, vormt al vele jaren een dankbaar object van studie – althans in landen waar de benodigde gegevens zonder veel moeite beschikbaar zijn. Al in 1938 werden in Engeland grote interregionale verschillen in de frequentie van tonsillectomie gevonden,1 en sindsdien zijn vele publikaties verschenen waarin voor een aantal veel voorkomende operaties verschillen tussen regio's werden beschreven, met name in New England (Verenigde Staten),2-4 Canada 5-7 en Engeland en Wales.89 Sinds enkele jaren is in Kopenhagen een door de Wereldgezondheidsorganisatie gesteund ‘Collaborating Center for the Study of Regional Variations in Health Care’ gevestigd, dat onder andere periodieke bibliografieën over onderzoek op dit en verwante terreinen uitgeeft.1011 De omvang van de internationale belangstelling voor deze interregionale verschillen wordt geïllustreerd door het aantal van 153 referenties in de eerste van deze bibliografieën.10

Hoewel onderzoek naar de achtergronden van verschillen in operatiefrequentie niet erg eenvoudig is (onder andere door het ontbreken van gegevens over eventuele verschillen in het vóórkomen van de aandoeningen waarvoor de operaties plaatsvinden), zijn de meeste onderzoekers het er inmiddels over eens dat hier vooral sprake is van verschillen in indicatiestelling, samenhangend met een zekere mate van onzekerheid en controverse binnen de medische professie over wat in de desbetreffende situaties een optimale behandelstrategie is.912-14

Het demonstreren en analyseren van interregionale verschillen kan daarom een aanleiding vormen tot consensusontwikkeling, respectievelijk tot het onderzoek naar de (kosten)effectiviteit van verschillende behandelstrategieën dat nodig is om tot consensus te komen. Het is, in het licht van het feit dat Nederland op het terrein van consensusontwikkeling bepaald niet achterloopt, jammer dat hier tot nu toe vrijwel geen gegevens over interregionale verschillen in operatiefrequentie zijn gepubliceerd. In de jaren zeventig is door de toenmalige Stichting Medische Registratie eenmalig een kleine atlas met verschillen in frequentie van een aantal veel voorkomende operaties uitgebracht.15 Verder worden de laatste jaren door de Landelijke Medische Registratie regionale gegevens over de ziekenhuisproduktie gepubliceerd, met onderscheid naar specialisme, maar zonder onderscheid naar type ingreep of diagnose.16

Onlangs is echter, opnieuw eenmalig, een overzicht samengesteld van de verschillen tussen provincies in de frequentie van een beperkt aantal operaties.17 Enkele gegevens hieruit zijn door ons bewerkt en worden in dit artikel besproken.

PATIËNTEN EN METHODEN

De provinciale gegevens over de frequentie van vijf operaties werden ontleend aan een recente publikatie.17 De gegevens hebben betrekking op het jaar 1985 en zijn gebaseerd op een bewerking van de gegevens van de Landelijke Medische Registratie (LMR) die in dat jaar 98,8 van de uit ziekenhuizen ontslagen patiënten dekte. De patiënten zijn in deze bewerking ingedeeld naar woonprovincie, ongeacht de provincie waar de behandeling plaatsvond. De LMR registreert uitsluitend gegevens over opgenomen patiënten: poliklinische operaties (met name van belang voor de (adeno)tonsillectomie) worden in deze registratie niet geteld.

Omdat alleen brutocijfers werden gepubliceerd, en het wenselijk was de eventuele invloed van verschillen tussen provincies in leeftijds- en geslachtsopbouw uit te schakelen, werden de gegevens gestandaardiseerd naar leeftijd en geslacht. Omdat in de provinciale cijfers geen onderscheid naar leeftijd en geslacht werd gemaakt, kon alleen van een indirecte standaardisatiemethode gebruik worden gemaakt. Hierbij werden de nationaal gemiddelde ziekenhuisopnamecijfers naar leeftijd en geslacht voor de aandoeningen waarbij de operaties werden uitgevoerd, als standaardfrequenties gehanteerd.18

Ten einde de invloed van toevalsfrequentie zichtbaar te maken, werden de gestandaardiseerde cijfers van een 95-betrouwbaarheidsinterval voorzien. Deze werden berekend op basis van de (voor dit type gegevens gebruikelijke) veronderstelling dat de kansverdeling van het waargenomen aantal geopereerde patiënten zich door een Poissonverdeling laat benaderen.

RESULTATEN

In tabel 1 is voor vijf van de meest frequente klinische operaties in 1985 de spreiding van de provinciale cijfers weergegeven: (adeno)tonsillectomie, appendectomie, cholecystectomie, hernia abdominalis-operatie en uterusextirpatie. De rubriek ‘hernia abdominalis-operatie’ wordt getalsmatig gedomineerd door de liesbreukoperatie, maar bevat ook het operatieve herstel van andere hernia's van de buikholte. In totaal ging het hierbij om 113.048 geopereerde patiënten (16,5 van het totale aantal in Nederlandse ziekenhuizen voor alle ingrepen geopereerde patiënten).

De hoogste frequentie van (klinische) (adeno)tonsillectomieën wordt aangetroffen onder inwoners van de provincie Utrecht. De frequentie is daar bijna tweemaal zo hoog als het landelijk gemiddelde. Veel lagere frequenties worden aangetroffen in Groningen en Drenthe.

Voor appendectomieën vinden we opnieuw de hoogste frequentie in Utrecht, evenals voor uterusextirpaties. Voor cholecystectomieën en hernia abdominalis-operaties liggen de Utrechtse cijfers dicht bij het landelijk gemiddelde. Een provincie met nogal wat verlaagde, en geen enkele duidelijk verhoogde waarde is Drenthe. Verder zijn er geen provincies met systematisch verhoogde of verlaagde waarden.

Uit de figuur blijkt duidelijk dat de mate van interregionale variatie om het Nederlandse gemiddelde tussen de 5 operaties nogal verschilt. De grootste spreiding zien we bij de (adeno)tonsillectomieën (de hoogste en laagste waarden verschillen een factor 2,6), de kleinste bij de hernia abdominalis-operaties (een factor 1,1). Appendectomieën, cholecystectomieën en uterusextirpaties hebben een ongeveer gelijke spreiding (een factor 1,4 à 1,6).

BESCHOUWING

Behalve voor hernia abdominalis-operaties zien we ook in Nederland een niet onaanzienlijke interregionale variatie in frequentie van enkele veel voorkomende operaties. Het is van belang om bij deze gegevens aan te tekenen dat het bij Nederlandse provincies om een tamelijk hoog aggregatieniveau gaat: de mediaan van de inwonertallen per provincie is circa 1 miljoen, en die van bijvoorbeeld het aantal chirurgen per provincie circa 50. Op een lager aggregatieniveau bestaan vrijwel zeker grotere verschillen: allerlei verschillen die tussen kleinere eenheden bestaan, worden op het provinciale niveau uitgemiddeld.

Mogelijke verklaringen voor regionale verschillen in operatiefrequentie kunnen zijn:

– toevalsvariatie;

– registratie-artefacten;

– verschillen in objectieve dan wel subjectieve behoefte van de bevolking aan de desbetreffende ingreep;

– verschillen in indicatiestelling door de zorgverleners.

Dat de waargenomen verschillen op toevalsvariatie berusten, lijkt niet erg waarschijnlijk. In tabel 1 werden van alle provinciale frequenties ook de 95-betrouwbaarheidsintervallen gegeven. Deze betrouwbaarheidsintervallen zijn, door het grote aantal geopereerde patiënten per provincie (variërend van enkele honderden tot enkele duizenden), in het algemeen erg smal. Wel is het natuurlijk mogelijk dat, met name in de kleinere provincies, de waarnemingen sterk bepaald worden door één specialist(enmaatschap) met afwijkende waarden.

Gezien het feit dat de Landelijke Medische Registratie in 1985 vrijwel alle ziekenhuisopnamen dekte, en het feit dat bij de toekenning van een bepaalde operatiecode de keuzevrijheid veelal beperkt zal zijn, liggen ook registratie-artefacten niet voor de hand. Het zal zonder twijfel om reële verschillen gaan. Dat deze verschillen voor een deel verklaard zouden kunnen worden doordat in sommige provincies een groter deel van de ingrepen poliklinisch gebeurt (met name bij de (adeno)tonsillectomieën zou dit heel goed het geval kunnen zijn) kan men niet zonder meer als registratie-artefact aanmerken – in dat geval zou immers toch nog sprake zijn van een substantieel verschil in behandeling tussen provincies.

De vraag of regionale verschillen in operatiefrequentie terug te voeren zijn op verschillen in objectieve dan wel subjectieve behoefte bij de bevolking heeft onderzoekers op dit terrein veelvuldig beziggehouden. Zij worden daarbij ernstig gehandicapt door een gebrek aan goede gegevens over die behoefte (morbiditeitsgegevens, patiëntenvoorkeuren). Globale gegevens over de gezondheidstoestand konden in de schaarse beschikbare studies de variatie in frequentie van operatieve ingrepen niet verklaren.519-21 Hetzelfde geldt voor sociaal-demografische kenmerken die als indicatoren van het vóórkomen van gezondheidsproblemen kunnen worden beschouwd.192022 Helaas gaat het hierbij om erg globale gegevens, die strikt genomen de mogelijkheid niet uitsluiten dat voor de betreffende specifieke aandoeningen toch interregionale verschillen bestaan die de verschillen in operatiefrequentie verklaren. In de enige studie met specifieke morbiditeitsgegevens werd een duidelijke positieve associatie gevonden tussen de prevalentie van galstenen en de frequentie van cholecystectomieën in Engelse regio's.23

Behalve in deze laatste studie zijn verder nooit aanwijzingen gevonden dat interregionale variaties in operatiefrequentie op behoefteverschillen terug te voeren zijn. Zoals in de inleiding al werd vermeld, gaat men er op het ogenblik vanuit dat de verschillen in operatiefrequentie primair uit verschillen in indicatiestelling moeten worden verklaard. De argumentatie hiervoor is drieledig.

– In de eerste plaats blijkt het aanbod van zorg in kwantitatieve zin vaak een redelijke voorspeller van de operatiefrequentie. Herhaaldelijk werden positieve verbanden met het aantal specialisten per 1000 inwoners gevonden,2392425 waarbij het erop lijkt dat voor het aanbod van snijdende specialisten een soort ‘wet van Parkinson’ geldt. Dit verband is in de Verenigde Staten sterker dan in Engeland en Wales, vermoedelijk mede door het verschil in honoreringssysteem (betaling per verrichting respectievelijk dienstverband).9 Overigens blijven ook na ‘correctie’ voor de specialistendichtheid nog flinke verschillen in operatiefrequentie tussen gebieden in de Verenigde Staten over.3

– In de tweede plaats blijkt bij internationale vergelijking van de per land gevonden variatie in operatiefrequentie, dat de omvang van de variatie eerder een functie van het type operatie dan van het gezondheidszorgsysteem lijkt. Bij een vergelijking van Engelse, Noorse en Amerikaanse gegevens bleek dat sommige ingrepen, bijvoorbeeld tonsillectomie en uterusextirpaties, overal een hoge mate van variatie tonen, en andere, bijvoorbeeld hernia abdominalis-operaties, appendectomieën en cholecystectomieën, veel minder.9 Ook in Nederland springt de (adeno)tonsillectomie er, zoals we gezien hebben, uit. Aangezien de wetenschappelijke basis voor het handelen een gemeenschappelijke factor van deze drie landen is, wordt dit opgevat als een teken dat gemeenschappelijke professionele onzekerheid in het spel is.912-14

– In de derde plaats is al verschillende malen gebleken, dat het verstrekken van informatie aan specialisten over de frequentie waarmee in hun werkgebied bepaalde ingrepen worden uitgevoerd, kan leiden tot drastische, ‘spontane’ reducties in gebieden met relatief hoge frequenties.26 Een voorbeeld hiervan is de afname van de tonsillectomiefrequentie in de Amerikaanse staat Vermont na ‘feed-back’ van gegevens over de nogal hoge cijfers in sommige gebieden aldaar.27 Dichter bij huis is iets vergelijkbaars gebeurd, toen na publikaties in dit tijdschrift en een betere registratie van de testisindaling de hoge orchidopexiefrequentie op Walcheren sterk daalde.28 Ook dit wijst op variatie in indicatiestelling als verklaring van de eerder gevonden verschillen.

Al deze overwegingen kunnen uiteraard geen uitsluitsel geven over de vraag of de verschillen die hier voor Nederland werden beschreven, berusten op verschillen in behoefte in de bevolking dan wel op verschillen in indicatiestelling in de gezondheidszorg. In een poging een eerste licht op deze kwestie te werpen, werden voor zover de beschikbare gegevens dat toelieten, de operatiefrequenties per provincie in verband gebracht met de sterftecijfers voor de desbetreffende aandoeningen (tabel 2) en de desbetreffende specialistendichtheden (tabel 3).

Wanneer de provinciale sterftecijfers voor resp. appendicitis, cholelithiasis en -cystitis, en abdominale hernia een indicator zouden zijn voor de frequentie waarmee deze aandoeningen in de bevolking voorkomen, zou men in tabel 2 positieve correlaties met de frequenties van resp. appendectomie, cholecystectomie, en hernia abdominalis-operatie verwachten. Dit nu blijkt in het geheel niet het geval te zijn: de verbanden tenderen zelfs naar negatief, vooral bij appendicitis en appendectomie. Overigens is geen van de verbanden, mogelijk mede wegens het geringe aantal waarnemingsparen (n = 11), statistisch significant. Een aanwijzing dat de verschillen in frequentie van deze operaties op verschillen in vóórkomen van de desbetreffende aandoeningen berusten, geeft dit in elk geval niet. (In feite lijken de gegevens meer in overeenstemming met de veronderstelling dat een hoge operatiefrequentie, vooral bij appendicitis, de sterfte doet afnemen. Dit zou dan in overeenstemming zijn met de resultaten van Amerikaans onderzoek naar het verband tussen een hoog percentage appendices zonder ontstekingsverschijnselen en een laag percentage peritonitiden.29)

Een blik op enkele beschikbare cijfers over de specialistendichtheid per provincie laat zien, dat voor vijf hier bestudeerde operaties wisselende verbanden met het aantal specialisten per 1000 inwoners worden aangetroffen (zie tabel 3): positief (meer specialisten, meer operaties) voor appendectomieën en uterusextirpaties; negatief voor cholecystectomieën en hernia abdominalisoperaties. Mochten verschillen in operatiefrequentie dus op zoiets als de wet van Parkinson berusten, dan is dit in Nederland zeker geen algemeen verschijnsel.

De in dit artikel in het kort gepresenteerde gegevens laten zien dat ook in Nederland interregionale verschillen in operatiefrequentie bestaan. Een uitgebreidere beschrijving en analyse, bijvoorbeeld op een lager aggregatieniveau en voor meer typen operaties, zouden belangrijke aanknopingspunten kunnen bieden voor verdere kwaliteitsbewaking en -bevordering in de gezondheidszorg. Als zou blijken dat hier inderdaad sprake is van verschillen in indicatiestelling, dan ligt het voor de hand om na te gaan, welke indicatiestelling tot de beste resultaten leidt. Het is zeker te gemakkelijk om aan te nemen dat de krapste indicatiestelling c.q. de laagste operatiefrequentie onder alle omstandigheden de juiste is. Hier ligt een grote uitdaging voor de wetenschappelijke verenigingen van de medische specialisten, die met behulp van deze gegevens terreinen kunnen identificeren waar consensusontwikkeling, resp. onderzoek dat nodig is voor het bereiken van consensus, gewenst is.

Met dank aan ir.C.W.N.Looman voor zijn hulp bij het bewerken van het cijfermateriaal en aan prof.dr.A.F.Casparie en prof.dr.P.J.van der Maas voor hun commentaar op een eerdere versie van dit artikel.

Literatuur

  1. Glover JA. The incidence of tonsillectomy of schoolchildren. Proc R Soc Med 1938; 31: 1219-36.

  2. Wennberg J, Gittelsohn A. Small area variations in healthcare delivery. Science 1973; 182: 1102-7.

  3. Wennberg J, Gittelsohn A. Variations in medical care amongsmall areas. Sci Am 1982; 246: 100-11.

  4. Wennberg JE, McPherson K, Caper P. Will payment based ondiagnosis-related groups control hospital costs? N Engl J Med 1984; 311:295-300.

  5. Roos NP, Roos Jr LL, Henteleff PD. Elective surgical rates– do high rates mean lower standards? Tonsillectomy and adenoidectomyin Manitoba. N Engl J Med 1977; 297: 360-5.

  6. Stockwell H, Vayda E. Variations in surgery in Ontario.Med Care 1979; 17: 390-6.

  7. Roos jr LL, Roos NP. Assessing existing technologies– the Manitoba study of common surgical procedures. Med Care 1983; 21:454-62.

  8. McPherson K, Strong PM, Epstein A, Jones L. Regionalvariations in the use of common surgical procedures: within and betweenEngland and Wales, Canada and the United States of America. Soc Sci Med (A)1981; 15: 273-88.

  9. McPherson K, Wennberg JE, Hovind OB, Clifford P.Small-area variations in the use of common surgical procedures: aninternational comparison of New England, England and Norway. N Engl J Med1982;307: 1310-4.

  10. Anonymus. CCC bibliography on regional variations inhealth care, 1985. Copenhagen: Copenhagen Collaborating Center,1985.

  11. Anonymus. Bibliography on regional variations in healthcare, number 2, 1987. Copenhagen: Copenhagen Collaborating Center,1987.

  12. Wennberg JE, Bunker JP, Barnes B. The need for assessingthe outcome of common medical practices. Ann Rev Publ Health 1980; 1:277-95.

  13. Wennberg JE, Barnes BA, Zubkoff M. Professionaluncertainty and the problem of supplier-induced demand. Soc Sci Med (A) 1982;16: 811-24.

  14. Ham C, ed. Health care variations; assessing theevidence. London: King's Fund Institute, 1988.

  15. Stichting Medische Registratie. Regiokaart- gebruik vanziekenhuisbedden voor diagnose- en operatiegroepen. Utrecht: StichtingMedische Registratie, 1976.

  16. Stichting Informatiecentrum voor de Gezondheidszorg.Regio-atlas 1986 – regionaal gebruik van ziekenhuisbedden in 1986.Utrecht: Stichting Informatiecentrum voor de Gezondheidszorg, 1988.

  17. Centraal Bureau voor de StatistiekMinisterie vanWelzijn, Volksgezondheid en Cultuur. Regionaal vademecumgezondheidsstatistiek 1985. 's-Gravenhage: Staatsuitgeverij,1987.

  18. Centraal Bureau voor de Statistiek. Diagnosestatistiekziekenhuizen 1984-1985. 's-Gravenhage: Staatsuitgeverij, 1988.

  19. Roos NP, Roos Jr LL. Surgical rate variations: do theyreflect the health or socio-economic characteristics of the population? MedCare 1982; 20: 945-58.

  20. Wennberg JE, Fowler FJ. A test of consumer contributionto small area variations in health care delivery. J Maine Med Assoc 1977; 68:275-9.

  21. Wennberg JE. Population illness rates do not explainpopulation hospitalization rates. Med Care 1987; 25: 354-9.

  22. Wennberg JE, Freeman JL, Culp WJ. Are hospital servicesrationed in New Haven or over-utilized in Boston? Lancet 1987; i:1185-9.

  23. McPherson K, Strong PM, Jones L, Britton BJ. Docholecystectomy rates correlate with geographic variations in the prevalenceof gallstones? J Epidemiol Community Health 1985; 39: 179-82.

  24. Fowkes FGR. Cholecystectomy and surgical resources inScotland. Health Bull (Edinb) 1980; 38: 126-32.

  25. Vayda E, Morison M, Anderson GD. Surgical rates in theCanadian provinces, 1968-1972. Can J Surg 1976; 19: 235-42.

  26. Anonymus. Confronting regional variations – theMaine approach. Chicago: American Medical Association, 1986.

  27. Wennberg JE, Blowers L, Parker R, et al. Changes intonsillectomy rates associated with feedback and review. Pediatrics 1977; 59:821-6.

  28. Snick HKA. Sterke daling van de orchidopexiefrequentie opWalcheren. Ned Tijdschr Geneeskd1988; 132: 777-80.

  29. Berry jr J, Malt RA. Appendicitis near its centenary. AnnSurg 1984; 200: 567-75.