GGZ in het basispakket: Lagere zorgpremies en goed voor de economie Achtergrondpaper voor het lustrumcongres van GGZ Nederland maart 2013
1.
Inleiding ............................................................................................................................................ 2
2.
De GGZ in Nederland: enkele relevante kengetallen ....................................................................... 3
3.
Psychische aandoeningen en arbeidsmarktuitkomsten .................................................................. 6
4.
Goede behandeling van depressies leidt tot minder verzuim en meer arbeidsparticipatie ......... 10
5.
GGZ in het basispakket leidt tot lagere premies ............................................................................ 19
6.
Samenvatting en conclusies ........................................................................................................... 23
1. Inleiding1 De geestelijke gezondheidszorg (GGZ) richt zich op een belangrijk maatschappelijk probleem waar alle moderne samenlevingen mee te maken hebben: -
Een substantieel deel van bevolking kampt met psychische klachten. De maatschappelijke kosten van psychische problemen zijn hoog, niet alleen in de vorm van gezondheidsverlies en zorguitgaven, maar ook in de vorm van arbeidsverzuim, arbeidsongeschiktheid en verminderde productiviteit.
Hoe succesvol is de GGZ in het terugdringen van dit maatschappelijke probleem? Het antwoord moet luiden dat het glas halfvol is. Enerzijds beschikken behandelaars over een uitgebreid arsenaal aan effectieve behandelopties. Die kosten geld, maar leiden soms ook tot besparingen elders in de zorg. Bovendien heeft goede GGZ gunstige bijwerkingen in de vorm van minder arbeidsverzuim en meer deelname aan betaalde arbeid (en zoals zal blijken, mogelijk ook in de vorm van uitgespaarde kosten elders in de zorg). Anderzijds kampen nog steeds veel mensen met onbehandelde psychische klachten met als gevolg hoge maatschappelijke kosten. Al deze beweringen zullen in de hoofdstukken die volgen worden onderbouwd aan de hand van de wetenschappelijke literatuur. Het is alleen al vanwege de maatschappelijke baten van goede GGZ onverstandig om delen van de GGZ uit het basispakket van de Zvw te verwijderen. Dat betekent natuurlijk niet dat elke denkbare behandeling in het basispakket hoort: net als bij de somatische zorg dient op zijn minst te zijn aangetoond dat de behandeling effectief is. Ook mogen maxima gesteld worden aan de kosten per ‘eenheid gezondheidswinst’, met de kanttekening dat dit in de somatische zorg vrijwel nooit gebeurt. Maar zorg die aan deze voorwaarden voldoet hoort in het basispakket. Anders dreigen patiënten rond te blijven lopen met psychische aandoeningen. Dat is slecht voor het individu en voor de samenleving (waaronder de economie). Bovendien zullen veel mensen er dan toe overgaan zich aanvullend te verzekeren, hetgeen de werking van de zorgverzekeringsmarkt zal ondermijnen. Daardoor zullen de Zvw-premies stijgen. Deze laatste waarschuwing spreekt niet voor zich, en wordt uitgebreid toegelicht in hoofdstuk 50 van dit paper.
1
2
Ik dank Alex van Geldrop (GGZ Nederland), voor een aantal nuttige literatuursuggesties.
2. De GGZ in Nederland: enkele relevante kengetallen 2.1. Hoeveel Nederlanders in de werkzame leeftijd kampen met een psychische aandoening? Jaarlijks krijgt ongeveer 2% van de (geestelijk) gezonde werkende Nederlanders te kampen met één of meer psychische stoornissen. Het betreft ruim 190 duizend personen. Onderstaande tabel splitst dit cijfer uit naar type stoornis. Omdat patiënten soms meerdere stoornissen tegelijk krijgen, tellen de aantallen bij individuele stoornissen niet op tot het totaal. Aantallen Nederlanders in de leeftijd van 19-65 jaar met een nieuw ontstane psychische aandoening in de afgelopen 12 maandena Enigerlei stemmingsstoornis 139.300 Depressieve stoornis 135.600 Dysthymie 20.800 Bipolaire stoornis 14.000 Enigerlei angststoornis 143.800 Paniekstoornis 53.500 Agorafobia zonder paniekstoornis 11.300 Sociale fobie 39.500 Specifieke fobie 75.700 Gegeneraliseerde angststoornis 64.400 Enigerlei middelenstoornis 83.000 Alcoholmisbruik 66.000 Alcoholafhankelijkheid 15.300 Drugsmisbruik 21.700 Cannabismisbruik 12.100 Drugsafhankelijkheid 9.300 Cannabisafhankelijkheid 9.300 Eén of meer van bovenstaande stoornissen 191.400 a
Het totaal aantal inwoners van 19-65 jaar per 1-1-2012 was ruim 10,5 miljoen Bron: De Graaf et al. Incidentie van psychische aandoeningen, Opzet en eerste resultaten van de tweede meting van de studie NEMESIS-2, 2012, p.53.
Als elke stoornis ook precies 12 maanden zou duren, zouden de cijfers in bovenstaande tabel het aantal personen weergeven dat de betreffende stoornis op dit moment heeft - de prevalentie. Afgaand op het aantal personen dat antidepressiva gebruikt zou dit waarschijnlijk een forse onderschatting opleveren. Onderstaande figuur laat het aantal gebruikers van antidepressiva per 1000 Nederlanders zien, naar leeftijd en geslacht. Vanaf het 40e levensjaar gebruikt meer dan 10% van de vrouwen en meer dan 5% van de mannen antidepressiva.
3
Gebruikers van antidepressiva naar leeftijd en geslacht
Bron: SFK, http://www.sfk.nl/nieuws-publicaties/PW/2011/gebruikers-antidepressiva-vooral-vrouwen
2.2. Hoeveel geven we uit aan de GGZ? Over de uitgaven aan de GGZ bestaat veel verwarring. Onderstaande tabel bevat de meest recente cijfers volgens de Nederlandse Zorgautoriteit (NZa). Alleen voor de gebudgetteerde aanbieders in de 2e lijn kunnen we beschikken over de meest recente jaren. Voor deze aanbieders is sprake van een gematigde groei van gemiddeld 3,6% in de periode 2008-2012. De uitgaven aan de 1e lijns GGZ groeien in de periode 2008-2011 aanmerkelijk sneller (met 8% per jaar), maar het aandeel van de 1e lijn in de totale uitgaven is zo klein dat deze snellere groei weinig invloed heeft op het groeicijfer voor de uitgaven aan de gehele GGZ. Bij de niet-gebudgetteerde aanbieders in de 2e lijn is n 2009 en 2010 wel sprake van een zeer sterke uitgavengroei. Onbekend is of deze snelle groei ook doorzet in 2011 en 2012.
4
UITGAVEN AAN DE GGZ (ZVW EN AWBZ), 2008 - 2012 2008
2009
2010
2011
2012
93,2
102,0
118,5
116,9
n.b.
Gebudgetteerde zorgaanbieders
3153
3402,7
3491,4
3633,8
3516,55
Niet gebudgetteerde instellingen
10,6
59,8
105,7
n.b.
n.b.
Vrijgevestigde aanbieders
116,1
217,4
240,2
n.b.
n.b.
Totaal tweedelijn
3279,6
3679,9
3837,3
n.b.
n.b.
Totaal eerstelijn en tweedelijn
3372,8
3781,9
3955,8
n.b.
n.b.
1.437,00
1.617,00 1.430,90
1.570,70
1.779,50
5.398,90
5.386,70
n.b.
n.b.
12,2%
-0,2%
n.b.
n.b.
5.019,70
4.922,30
5.204,50
5.296,05
9,4%
-1,9%
5,7%
1,8%
A. Zvw Eerstelijns psychologische zorg Tweedelijns psychologische zorg
B. AWBZ O.b.v. specifieke GGZ instellingsnummers O.b.v. productie (excl. ambulante productie) C. Totaal Zvw en AWBZ Totaal Zvw en AWBZ
4.809,80
Idem, % groei t.o.v. voorgaande jaar Totaal Zvw en AWBZ, gebudgetteerde aanbieders Idem, % groei t.o.v. voorgaande jaar
4.590,00
Bron: NZa, Marktscan en beleidsbrief Geestelijke gezondheidszorg, Weergave van de markt 2008-2012, februari 2013, tabellen 7.1 en 7.10, eigen berekeningen; n.b. = niet beschikbaar
5
3. Psychische aandoeningen en arbeidsmarktuitkomsten 3.1. Waar hebben we het over? Psychische aandoeningen hebben verschillende gevolgen. Allereerst verlies aan geestelijke gezondheid. Het primaire doel van de GGZ is uiteraard het voorkomen en terugdringen van dit gezondheidsverlies. Daarnaast zijn er zeer omvangrijke kosten in de vorm van meer arbeidsverzuim, minder deelname aan betaalde arbeid en lagere productiviteit.2 Uit een groeiende stroom wetenschappelijke publicaties blijkt dat deze indirecte kosten zeer omvangrijk zijn. Dit hoofdstuk illustreert dit aan de hand van een aantal recente onderzoeken. 3.2. Psychische aandoeningen leiden tot meer verzuim en arbeidsongeschiktheid De Graaf et al. (2011)3 hebben de kosten van verzuim bij chronische somatische en psychische aandoeningen in beeld gebracht. Hiertoe hebben zij onderzoek gedaan onder een representatieve steekproef van ruim 4.700 werkenden. Volgens hun analyse waren de totale kosten van verzuim door psychische aandoeningen ruim 2,7 miljard euro in het peiljaar 2011 (zie onderstaande tabel). Hiervan komt bijna 2 miljard euro voor rekening van depressieve stoornissen en 1 miljard voor rekening van angststoornissen. Dit betreft uitsluitend het tijdelijke verzuim en het productiviteitsverlies van mensen met een baan. 4
2
Er is ook een omgekeerde causaliteit: uit recent promotieonderzoek van Merel Schuring blijkt dat aan het werk gaan een gunstige invloed heeft op de mentale en fysieke gesteldheid van werklozen. 3 De Graaf, M. et al., Verzuim door psychische en somatische aandoeningen bij werkenden: Resultaten van de ‘Netherlands Mental Health Survey and Incidence Study-2’ (NEMESIS-2), Trimbos Instituut Utrecht, 2011. 4 Opvallend zijn de negatieve cijfers in onderstaande tabel voor alcoholmisbruik. Alcoholmisbruik gaat kennelijk gepaard met lager verzuim. De auteurs merken hierover het volgende op: “Dit lijkt een opmerkelijk resultaat, omdat aandoeningen over het algemeen met meer en niet met minder verzuim samenhangen. Echter, eerder (De Graaf e.a. 2002a) is aangegeven dat alcoholmisbruik niet samenhangt met een verminderd functioneren op diverse vlakken (Bijl e.a. 2000), noch met andere psychische aandoeningen (De Graaf e.a. 2002b; Kessler e.a. 1997). Een verklaring hiervoor kan zijn dat alcoholmisbruik - dat met name bij mensen met een jongere leeftijd voorkomt - niet zozeer als psychopathologie moet worden gezien, maar eerder als redelijk normaal gedrag behorend bij een bepaalde fase van de jongvolwassenheid. Om die reden en omdat alcoholmisbruik zowel ernstige als minder ernstige symptomen omvat, zal alcoholmisbruik niet meer als aparte aandoening in DSM-5 worden opgenomen en zal men minstens twee symptomen - in plaats van één symptoom in DSM-IV - moeten hebben om te voldoen aan een alcoholstoornis. Het gevonden negatieve verband van alcoholmisbruik met aantal verzuimdagen ondersteunt deze keuze. In de studie van Alonso (2011a) hangt alcoholmisbruik in westerse landen eveneens met een negatief, maar klein aantal directe verzuimdagen samen.” (De Graaf et al., 2011, p. 48).
6
KOSTEN VAN VERZUIM DOOR PSYCHISCHE EN SOMATISCHE AANDOENINGEN * Dagen per miljoen werkenden
Miljoen euro per miljoen werkenden
Miljoen euro, Nederland totaal
Enigerlei stemmingsstoornis
1.430
310
2.327
Depressieve stoornis
1.091
242
1.818
Dysthymie
85
20
147
Bipolaire stoornis
268
49
371
Enigerlei angststoornis
621
142
1.064
Paniekstoornis
211
49
370
Agorafobie zonder paniekstoornis
42
10
74
Sociale fobie
263
60
452
Specifieke fobie
137
32
237
Gegeneraliseerde angststoornis
294
61
456
Enigerlei middelenstoornis
-232
-47
-354
Alcoholmisbruik
-634
-134
-1.003
Alcoholafhankelijkheid
67
11
85
Drugsmisbruik
362
68
507
Drugsafhankelijkheid
-14
-2
-19
ADHD
183
32
239
Enigerlei psychische aandoening
1.633
360
2.697
Aandoeningen aan de luchtwegen
592
133
1.001
Cardiovasculaire aandoeningen
35
9
68
Spijsverteringsproblemen
315
77
576
Diabetes
124
34
252
Schildklierafwijking
72
16
123
Chronische rugpijn
966
233
1.748
Artritis
0,3
0
0
Migraine
20
4
32
Aandoeningen aan het gezicht of gehoor
42
10
79
Overige chronische somatische aandoeningen
1.169
279
2.091
Enigerlei chronische somatische aandoeningen
2.930
706
5.293
Enigerlei psychische of chronische somatische aandoeningen
4.115
963
7.225
A. Psychische aandoeningen
B. Chronische somatische aandoeningen
Bron: De Graaf et al., 2011, tabel 9, laatste kolom toegevoegd
Zoals opgemerkt hebben bovenstaande cijfers uitsluitend betrekking op het verzuim van mensen met een baan. Psychische aandoeningen leiden echter ook tot aanzienlijke maatschappelijke kosten in de vorm van arbeidsongeschiktheid. Zo heeft het RIVM een aantal jaren geleden becijferd dat van de 992 duizend mensen die in 2002 arbeidsongeschikt waren (WAO, WAZ en Wajong) ongeveer 53
7
duizend van de verzekeringsarts de diagnose depressieve episode hadden gekregen. 5Gewaardeerd tegen een modaal inkomen betekent dit een maatschappelijke kostenpost van ruim 1,7 miljard, bovenop de kosten van verzuim in tabel 1. Alleen voor depressieve stoornissen zijn de totale arbeidsmarktkosten dan al zo’n 3,5 miljard euro per jaar. En dit betreft alleen de ‘contemporaine’ arbeidsmarkteffecten. Paragraaf 3.3 vat Amerikaans onderzoek samen waaruit blijkt dat depressieve stoornissen op jeugdige leeftijd negatieve effecten hebben op onderwijsprestaties en daarmee op latere productiviteit en werkgelegenheid. Meer in het algemeen blijkt uit cijfers verzameld door de OESO dat psychische stoornissen gepaard gaan met een sterk verminderde deelname aan betaalde arbeid. Onderstaande figuur brengt dit in beeld. Bij een milde stoornis is het participatieverschil met (geestelijk) gezonde Nederlanders volgens deze cijfers ongeveer 10%, bij een ernstige stoornis zelfs 30%.
PERSONEN MET EEN BETAALDE BAAN ALS PERCENTAGE VAN DE BEVOLKING VAN 15-65 JAAR, LAATST BESCHIKBARE JAAR
Ernstige stoornis
Milde stoornis
Geen stoornis
90 80 70 60 50 40 30 20 10 0
Bron: Sick On The Job? Myths And 30 Realities About Mental Health And Work, Oeso 2012
3.3. Psychische aandoeningen op jonge leeftijd verminderen later succes op de arbeidsmarkt Nederlands onderzoek naar de indirecte kosten van psychische aandoeningen richt zich tot dusverre vooral op arbeidsmarkteffecten. Uit recent buitenlands onderzoek blijkt echter dat er ook nog andere indirecte kosten zijn, in de vorm van slechtere onderwijsprestaties en meer criminaliteit. Een voorbeeld is het onderzoek van de Amerikaan Jason Fletcher, waarin hij laat zien dat het hebben van
5
8
RIVM, Gezond Verstand, 2006.
een depressie als adolescent resulteert in verminderd succes op de arbeidsmarkt op later leeftijd.6 Het volgende citaat vat zijn resultaten samen: “This paper uses recently released data from a national longitudinal sample to present new evidence of the longer term effects of adolescent depression on labor market outcomes. Results suggest reductions in labor force attachment of approximately 5 percentage points and earnings reductions of approximately 15% for individuals with depressive symptoms as an adolescent. These effects are only partially reduced when controlling for channels operating through educational attainment, adult depressive symptoms, or co-occurring illnesses. Further, the unique structure of the data allows for high-school fixed effects as well as suggestive evidence using sibling comparisons, which allows controls for potentially important unobserved heterogeneity. Overall, the results suggest that the links between adolescent depression and labor market outcomes are quite robust and important in magnitude, suggesting the need for further investments in treatment options and opportunities during adolescence, which will likely result in long term returns.” (Fletcher 2012). Een gerelateerd onderzoek van de zelfde onderzoeker gaat in op de relatie tussen ADHD op jonge leeftijd en latere en arbeidsmarktuitkomsten.7 De effecten zijn groot, zoals blijkt uit het volgende citaat: “This paper uses a longitudinal national sample, including sibling pairs, to show important labor market outcome consequences of ADHD. The employment reduction is between 10-14 percentage points, the earnings reduction is approximately 33%, and the increase in social assistance is 15 points, which are larger than many estimates of the black-white earnings gap and the gender earnings gap. A small share of the link is explained by education attainments and co-morbid health conditions and behaviors. The results also show important differences in labor market consequences by family background and age of onset. These findings, along with similar research showing that ADHD is linked with poor education outcomes and adult crime, suggest that treating childhood ADHD can substantially increase the acquisition of human capital.”
6
Jason Fletcher (2012) Adolescent Depression and Adult Labor Market Outcomes. Southern Economic Journal, in press. 7 Jason Fletcher, The Effects of Childhood ADHD on Adult Labor Market Outcomes, NBER Working Paper 18689, januari 2013.
9
4. Goede behandeling van depressies leidt tot minder verzuim en meer arbeidsparticipatie 4.1. Wat we willen weten Zoals is gebleken in het vorige hoofdstuk hebben psychische aandoeningen hoge maatschappelijke kosten in de vorm van meer verzuim en minder deelname aan betaalde arbeid. Er is hier dus nog veel te winnen: effectieve behandeling van psychische aandoeningen kan deze maatschappelijke kosten verder terugdringen. Dat betekent natuurlijk niet dat de huidige behandelingen van psychische aandoeningen niet effectief zijn. Dit hoofdstuk vat onderzoek samen waaruit het tegendeel blijkt. Dit onderzoek richt zich vooral op depressieve stoornissen. Dit is natuurlijk niet verwonderlijk, gelet op het grote aantal mensen in arbeidsrelevante leeftijdsgroepen dat leidt aan een depressieve stoornis. Het meeste onderzoek waarin aandacht wordt besteed aan arbeidsmarktuitkomsten vergelijkt twee of meer behandelopties. Voor het doel van dit paper is dit onderzoek niet relevant. Waar het hier om gaat is het effect van GGZ versus geen GGZ, dus behandelen vergeleken met niet-behandelen. Een voorbeeld werkt hier verhelderend. Neem de Nederlandse studie van Stant et al. (2008), waarin cognitive self-therapy wordt vergeleken met treatment as usual. In de toelichting stellen zij: “Treatment as usual in the Netherlands consisted of 10–20 contacts with a psychologist, psychiatric nurse or social worker. During these contacts, healthcare professionals mainly focused on problem-solving and coping strategies, but they did not follow a prescribed treatment protocol. Cognitive self-therapy is a method developed to restructure cognitive schemata and address problems in social functioning and relationships.” Hun analyse laat zien dat treatment as usual - dat is in dit geval dus behandeling door een psycholoog, een psychiatrisch verpleegkundige of een sociaal werker - leidt tot ruim 500 euro lagere productiviteitskosten over een periode van 18 maanden, maar voor het doel van dit paper is de relevante vraag is wat de productiviteitskosten zouden zijn zonder enige vorm van therapie.8 Dit soort onderzoek is om begrijpelijke redenen nauwelijks beschikbaar. Het zou immers onethisch zijn patiënten met een depressieve stoornis niet te behandelen. Veel onderzoeken vergelijken daarom twee of meer geneesmiddelen, of verschillende combinaties van therapieën.
8
Hetzelfde geldt onder meer voor de recente studie van Hees, H. et al. (2012), Adjuvant occupational therapy improves long-term depression recovery and return-to-work in good health in sick-listed employees with major depression: results of a randomised controlled trial, Occup Environ Med 2012 (online ahead of print). Idem de meta-analyse van Timbie et al. (2006), waarin zij het beschikbare onderzoek samenvatten naar de effecten van de behandeling van ernstige depressie op arbeidsdeelname. De vergelijking is in 3 van de 4 studies die zij includeren met usual care, waaronder gebruik van antidepressiva en/of zorg volgens de richtlijnen. De enige uitzonderen ins een kleine studie (N=43) uit 1991, waarin een geneesmiddel wordt vergeleken met een placebo. De arbeidsaanbodeffecten zijn in deze studie positief, zij het niet altijd statistisch significant (waarschijnlijk door de soms kleine sample size).
10
4.2. Aanpak Bij het inventariseren van het beschikbare onderzoek is als startpunt genomen de recente Cochrane review van Nieuwenhuijsen et al. (2008), Interventions to improve occupational health in depressed people. Deze review hanteert een indeling op basis van de in de studies vergeleken behandelingen: 1. Any antidepressant medication versus any other antidepressant medication (medium term) 2. Any antidepressant medication versus placebo (medium term) 3. Psychological intervention plus antidepressant medication vs antidepressant medication alone (medium term) 4. Psychological intervention combined with antidepressant medication vs usual care (medium term) 5. Psychological intervention combined with antidepressant medication vs usual care (long term) 6. One psychological intervention versus other psychological intervention (medium term) 7. Psychological intervention versus care as usual (medium term) De eindconclusie van Nieuwenhuijsen et al. (2008) luidt als volgt: “This review showed that there is limited evidence that psychodynamic therapy in combination with TCA medication is more effective in reducing the number of days of sickness absence then is TCA medication alone, however, this finding is based on one study from 1996 (Burnand 2002) with a small number of workers (57 of the 95 participants originally randomised).” Het onderzoek van Burnand et al. (2002) wordt hierna samengevat. De rest van het hoofdstuk vult de review van Nieuwenhuizen et al. (2008) aan met een studie die zij niet noemen, en een studie die onjuist lijkt te zijn samengevat in Nieuwenhuijsen et al. (2008). Ik beperkt me tot studies die een overtuigende onderzoeksopzet hebben, zoals RCTs. 9 Cross-sectionele of observationele studies zijn onbetrouwbaar. Het volgende voorbeeld maakt dit duidelijk. Australische onderzoekers concluderen in een observationele studie dat mensen die behandeld werden voor hun depressie minder deelnemen aan betaalde arbeid dan mensen die niet behandeld werden.10 Het is natuurlijk goed denkbaar dat deze statistische uitkomst verklaard wordt doordat vooral degenen met een zwaardere depressie hulp zoeken. In dat geval kan het zijn dat de behandeling in werkelijkheid wel degelijk deelname aan betaalde arbeid bevordert.
9
Een recent rapport van onderzoekers van de London School of Economics valt daarom af. Zie Martin Knapp, David McDaid and Michael Parsonage (editors), Mental health promotion and mental illness prevention: The economic case, Personal Social Services Research Unit, London School of Economics and Political Science, april 2011. Ook het onderzoek van Caspar Berghout ‘Behandel- en kosteneffectiviteit van langdurige psychoanalytische behandelingen’ in het Maandblad voor Geestelijke Gezondheid, 2011 no.6, blijft buiten beschouwing. 10 Waghorn G, Chant D. Receiving treatment and labor force activity in a community survey of people with anxiety and affective disorders. J Occup Rehabil. 2007;17:623–40. Waghorn, G., & Chant, D. (2011). Receiving treatment, labor force activity, and work performance among people with psychiatric disorders: Results from a population survey. Journal of Occupational Rehabilitation, 21(4), 547-558. doi: 10.1007/s10926-011-9303-7.
11
4.3. Studie 1: Psychotherapie en betaalde arbeid (Burnand et al. 2002)11 Dit Zwitserse onderzoek vergelijkt, in een gerandomiseerde trial, zogeheten psychodynamische therapie in combinatie met bepaalde antidepressiva (tricyclische antidepressiva, TCA), met behandeling met alleen TCA. In de Nederlandse Multidisciplinaire Richtlijn Depressie (MDR) wordt psychodynamische therapie genoemd als één van de opties in de tweede stap binnen een stepped care behandelplan.12 Onderstaand tekstkader vat samen wat van Nieuwenhuijsen et al. (2008) in hun review opmerken over deze studie. UIT DE COCHRANE REVIEW VAN NIEUWENHUIJSEN ET AL. (2008) One high quality study compared the effect of psychodynamic therapy combined with TCA medication to TCA medication alone (Burnand 2002). Primary outcome Burnand 2002 showed a positive effect of the combined intervention on the primary outcome of days of sickness absence in the medium term (SMD -0.71; 95% CI -1.25 to -0.17). Secondary outcomes Work functioning: Work functioning was measured with the Health Sickness Rating Scale (Andreoli 1993), with no statistically different effects found between the two groups (SMD -0.49; 95% CI -1.02 to 0.04) Depressive symptoms No statistically different effects were found between the two groups for depressive symptoms (SMD -0.11; 95% CI -0.57 to 0.35).
Onderstaande tabel vat de resultaten van de studie van Burnand et al. (2002) samen. De gegevens hebben betrekking op de hele duur van de behandeling, ongeveer 10 weken (het betrof allemaal patiënten die deelnamen aan een 10-weeks behandelplan).
11
Burnand Y, Andreoli A, Kolatte E, Venturini A, Rosset N. Psychodynamic psychotherapy and clomipramine in the treatment of major depression. Psychiatric.Services 2002;53(5):585–90. 12 Zie het volgende citaat uit de Multidisciplinaire Richtlijn Depressie (Trimbos 2010): “Op basis van wetenschappelijke evidentie heeft de Richtlijnwerkgroep besloten de volgende behandelalternatieven in de richtlijn op te nemen: •Eerste-stap interventies bestaande uit: bibiotherapie; zelfhulp of zelfmanagement (al dan niet via e-health interventies aangeboden); activerende begeleiding, fysieke inspanning/lichamelijke activiteit of running therapie; counseling; of psychosociale interventies. •Psychologische en psychotherapeutische interventies bestaande uit: probleemoplossende therapie (PST), kortdurende behandeling (KDB), cognitieve gedragtherapie (CGT), gedragstherapie (GT), interpersoonlijke therapie (IPT), kortdurende psychodynamische therapie. •Farmacotherapie bestaande uit: SSRI‟s, SNRI‟s, TCA‟s, mirtazapine,bupropion, augmentatie met lithium, en MAO remmers. De farmacotherapie-stappenvolgorde is gekozen op basis van verwachte bijwerkingen op korte en lange termijn. •Combinatiebehandeling van psychotherapie en farmacotherapie. •Terugvalpreventie na geslaagde Cognitieve gedragstherapie (CGT) of na een geslaagde behandeling met farmacotherapie om aandacht te besteden aan het voorkómen van terugval. •Electroconvulsietherapie (ECT).”
12
Bron: Burnand et al. (2002), p. 589. Opmerkelijk is dat combinatietherapie met psychotherapie resulteerde in lagere kosten elders in de zorg, met name minder ziekenhuisopnames. Dit effect was zo groot dat de extra kosten van psychotherapie ruimschoots werden terugverdiend. Per saldo resulteerde een besparing op de zorguitgaven van bijna 500 dollar. Daarnaast was er een nog groter effect in de vorm van minder arbeidsverzuim. Durnand et al. (2002) waarderen dit effect op ruim 1800 dollar. Zoals al is opgemerkt betreft dit de baten gemeten over een periode van 10 weken. We weten niet of deze effecten bleven bestaan na afronding van de behandeling.
13
4.4. Studie 2: Betere behandeling van depressies in de 1e lijn (Schoenbaum et al. (2001, 2002)13 In deze Amerikaanse studies is nagegaan wat het effect is van het trainen van zorgverleners in de 1e lijn in het leveren van depressiezorg vorgens de richtlijnen. De eerste van deze twee studies is meegenomen in de review van Nieuwenhuijsen et al. (2008). De tweede niet, omdat deze gebaseerd is op dezelfde data (“This study turned out to be a publication on the same study as Schoenbaum 2001.”). Dit is wat Nieuwenhuijsen et al. (2008) zeggen over de deze studie: “Schoenbaum 2001 did not find a significant difference in employment status between the intervention and the control group in the medium term (RR 1.08; 95% CI 0.99 to 1.18).” (p. 10). En: “Both trials (Schoenbaum 2001; Simon 1998) failed to show a significant difference in days of sickness absence between the intervention and comparison group and the same holds for the pooled results of these two trials (SMD -0.02; 95% CI -0.15 to 0.12). (p. 10).” Het vermelden waard is verder dat Nieuwenhuijsen et al. (2008) deze studie van lage kwaliteit achten. Waarom is niet duidelijk. Schoenbaum et al. (2002) noemen zelf ook beperkingen: “Our study has important limitations. While we studied a diverse range of managed care practices, different findings could apply for other practices. We had moderately high dropout rates in early enrollment. Our definition of appropriate treatments is somewhat below full guideline recommendations. We rely on self-report measures of treatment; prior studies have found moderate to high correlation between automated pharmacy data and patients reports of antidepressant use (Katon et al. 1996; Saunders et al. 1998). However, in the instrumental variables framework, random error in measuring treatment does not bias the estimates of treatment effectiveness (Fuller 1987; Bound et al. 1999). Our dichotomous treatment measure assumes that treatment below the threshold has no effect on outcomes, and treatment above the threshold has no additional value. If these assumptions are violated, the estimated treatment effectiveness may be higher or lower than the true effect. (p. 1154, Schoenbaum et al. 2002).” Omdat de studies zijn gebaseerd op gerandomiseerde data, en bovendien tot de schaarse voorbeelden behoren van studies die het effect van therapieën bij depressie vergelijken met iets wat in de buurt komt van ‘niets doen’ , zijn deze studies hier toch meegenomen. De auteurs van deze studies vatten hun resultaten heel anders samen dan Nieuwenhuijsen et al. (2008). Het volgende citaat maakt dit duidelijk:
13
Schoenbaum M, et al. Cost-effectiveness of practice-initiated quality improvement for depression: results of a randomized controlled trial. JAMA 2001;286(11):1325–30; Schoenbaum, M. et al., The effects of primary care depression treatment on patients' clinical status and employment. Health Services Research, 2002, 37(5), 11451158. Voor een niet-technische samenvatting zie: Miranda, J. et al., The Societal Promise of Improving Care for Depression: Nine Years Out, RAND Corporation, 2008. http://www.rand.org/pubs/research_briefs/RB9055-1.
14
“The research team assessed the cost-effectiveness of the QI programs from a societal perspective by considering how the programs affected total health care costs and patients’ depression burden and quality of life relative to usual care. They found that the programs reduced the amount of time patients were burdened with depression by 1 to 2 months while increasing health care costs over usual care by $350 to $450 per patient over two years. Overall, the programs’ costs per quality-adjusted life year—a year of life adjusted for its quality or its value, the standard measure of cost-effectiveness—were in the range of other accepted medical interventions. In addition, the research team examined the effects of the QI programs on patients’ employment—an outcome rarely studied in prior depression trials, despite its importance for patients and payers. They found that the programs increased the amount of time patients were working by about 1 month. For most patients, the income they would earn from an additional month of employment would more than cover the additional health care costs of the programs.” Onderstaande tabel bevat de resultaten van Schoenbaum et al. (2002).
Bron: Schoenbaum et al. (2001), p. 1329.
Daarnaast is het jammer dat de 2002-studie niet is opgenomen in de review van Nieuwenhuijsen et al. (2008). De 2002-studie gebruikt weliswaar dezelfde data als de 2001 studie (en om die reden laten Nieuwenhuijsen et al. (2008) deze studie weg), maar analyseert deze op een andere manier. Door gebruik te maken van geavanceerde econometrische technieken wordt de random opzet van de studie gebruikt om het effect van ‘appropriate care’ (volgens de toenmalige Amerikaanse standaarden) gebruikt op onder meer het hebben van werk geschat. De random opzet maakt het mogelijk om te corrigeren voor niet-waargenomen verschillen tussen patiënten die wel en die geen ‘appropriate care’ hebben ontvangen. De belangrijkste uitkomsten van deze exercitie staan in onderstaande tabel.
15
Bron: Schoenbaum et al. (2002), p. 1153.
Wat kunnen we concluderen uit deze resultaten? Allereerst is duidelijk dat, in afwijking van de review van Nieuwenhuijsen et al. (2008), de auteurs zelf de positieve arbeidsbaten van depressiezorg sterk benadrukken. En deze effecten zijn groot. Als we uitgaan van de 24-maands resultaten gerapporteerd in Schoenbaum et al. (2001), p. 1329, dan resulteert behandeling in zo’n 20 dagen extra deelname aan betaalde arbeid, dus 10 dagen per jaar. Het aantal gewerkte dagen per jaar is ongeveer 200; 10 extra dagen correspondeert dus met een toename van het aantal gewerkte dagen met 5%. Gewaardeerd tegen een modaal inkomen van ruim 30 000 euro per jaar (in 2012) vertegenwoordigt dit een waarde van 1500 euro per patiënt per jaar, of 3000 euro per patiënt over een periode van 2 jaar. Omdat ‘usual care’ niet betekent dat de patiënt helemaal geen zorg ontvangt, is het werkelijke effect van hulp bij depressie ten opzichte van ‘niets doen’ waarschijnlijk nog groter. Als we de uitkomsten van Schoenbaum et al. (2002) als uitgangspunt nemen komen we tot nog veel grotere effecten. De kans op deelname aan betaalde arbeid is volgens deze studie 20% groter dankzij depressiezorg (zie bovenstaande tabel). Gemiddeld per patiënt per jaar vertegenwoordigt dit een waarde van 20% van een modaal inkomen van 30 000 euro per jaar, dus 6000 euro per patiënt per jaar, bij een voltijdsbaan die het modale inkomen oplevert. Bij een deeltijdbaan en een lager loon resulteert nog steeds een fors bedrag. Als het loon de helft lager is en de deeltijdfactor 50% zijn de arbeidsbaten altijd nog 1500 euro per jaar.
16
4.5. Studie 3: Vroege behandeling van subklinische depressie leidt tot hogere productiviteit en uitgespaarde zorgkosten: Smit et al. 2006 Smit et al. (2006) hebben in een gerandomiseerde studie onderzocht wat de effecten van vroege opsporing en behandeling van depressies zijn.14 Deze studie is niet opgenomen in de review van Nieuwenhuijsen et al. (2008), mogelijk omdat deze studie nog niet voorkwam in de door Nieuwenhuijsen et al. (2008) geraadpleegde databases (zij deden hun literatuurverzameling op 1-82006). Smit et al. (2006) rekruteerden hun proefpersonen in de wachtkamers van huisartsen. In totaal werden 3825 personen gescreend. Ruim 200 personen met een ‘subthreshold’ depressie’ waren bereid mee te werken. Van hen kreeg de helft minimal contact psychotherapy en de andere helft usual care: “The experimental intervention was cognitive–behavioural minimal contact psychotherapy for depression, based on the Dutch version of the ‘Coping with Depression’ course. The main component was a self-help manual with instructions on mood management. The self-help therapy was guided by six short telephone calls with a prevention worker. The control intervention was care as routinely provided by the general practitioners.” In dit geval is usual care dus waarschijnlijk (de auteurs laten zich hier niet expliciet over uit) hetzelfde als niets doen tot het moment dat de patiënt een klinisch relevante depressieve stoornis heeft ontwikkeld. Smit et al. (2011) vatten hun uitkomsten als volgt samen: “Primary care patients with subthreshold depression benefited from minimal contact psychotherapy as it reduced the risk of developing a full-blown depressive disorder from 18% to 12%.” Voor het doel van dit paper is vooral relevant dat gedurende de meetperiode de kosten van de interventie (gemiddeld 423 euro) ruimschoots werden goedgemaakt door a. besparingen op andere zorguitgaven en b. de monetaire waarde van meer deelname aan betaalde arbeid en hogere productiviteit op het werk (zie onderstaande tabel). Per saldo leverde de interventie netto een besparing op te opzichte van gebruikelijke zorg van ruim 2000 euro. Onderstaande tabel vat de resultaten van Smit et al. (2006) samen.
14
Filip Smit, Godelief Willemse, Marc Koopmanschap, Simone Onrust, Pim Cuijpers And Aartjan Beekman , Cost-effectiveness of preventing depression in primary care patients: a randomised trial, British Journal of Psychiatry (2006), 188, 330-336.
17
Bron: Smit et. al, British Journal of Psychiatry (2006), 188, 330-336
18
5. GGZ in het basispakket leidt tot lagere premies 5.1. Drie argumenten tegen ingrepen in het basispakket De minister van VWS wil via ingrepen in het basispakket 1,5 miljard euro besparen op de collectieve zorguitgaven. Dit soort ingrepen leidt steevast tot maatschappelijke protesten, zoals recent weer eens is gebleken naar aanleiding van de uitgelekte CVZ-rapporten, eerst over dure geneesmiddelen en daarna over de GGZ. In reactie op deze protesten doet de minister nu een beroep op veldpartijen om zelf met voorstellen te komen tot pakketverkleining. Het veld krijgt hiervoor een half jaar de tijd. Randvoorwaarde: de besparingen moeten optellen tot 1,5 miljard euro (5 procent van de uitgaven binnen de Zvw). Los van de vraag of veldpartijen hieruit komen, is het plan van de minister om forse ingrepen te doen in het verzekerde pakket onverstandig. Hiervoor zijn drie redenen. 1. Pakketbeslissingen zijn per definitie digitaal: iets zit in het pakket of het zit er niet in. Het is aannemelijk dat alles wat nu in het basispakket zit voor tenminste een deel van de patiënten zinnige zorg is. Misschien niet voor alle patiënten, zoals blijkt uit studies naar praktijkvariatie. Maar pakketbeslissingen lossen dit niet op. 2. Men zal zich massaal gaan herverzekeren via aanvullende polissen. Naast de verplichte basisverzekering heeft 89 procent van de bevolking een vrijwillige aanvullende verzekering, vrijwel altijd bij dezelfde verzekeraar.15 Dit percentage zal eerder toe- dan afnemen als de basispolis wordt ‘uitgekleed’. De markt voor aanvullende polissen werkt echter notoir slecht. Alle maatregelen die nodig zijn om marktwerking bij de basispolis in goede banen te leiden – acceptatieplicht, gelijke premie voor iedereen, risicoverevening – gelden niet voor de aanvullende verzekering (en dat mag ook niet volgens de Europese richtlijn voor schadeverzekeringen). Gevolg: de markt voor aanvullende polissen is intransparant en overstappen is moeilijk. Zoals al is opgemerkt heeft op dit moment 89 procent van de bevolking ook een vrijwillige aanvullende verzekering. Een forse ingreep in het basispakket, ongeacht de vraag of dit psychische of somatische zorg betreft, zal dit percentage eerder doen toe- dan afnemen. De kans dat een verzekerde zorg nodig heeft die niet in het basispakket zit neemt immers toe naarmate het basispakket smaller wordt. 3. Ook de markt voor de basispolis gaat minder goed functioneren als steeds meer zorg wordt overgeheveld naar de aanvullende polis. De reden hiervoor is dat sprake is van koppelverkoop tussen de basisverzekering en de aanvullende verzekering: je krijgt korting op de aanvullende verzekering als je die sluit bij dezelfde verzekeraar als de basispolis. Of je wordt alleen geaccepteerd voor de aanvullende polis als je de basispolis afsluit bij dezelfde verzekeraar. Belemmeringen op overstappen bij de aanvullende polis, bijvoorbeeld vanwege de intransparantie van deze markt of vanwege de vrees niet te zullen worden geaccepteerd door een andere verzekeraar, remmen daardoor ook het overstappen bij de basispolis. Als gevolg hiervan neem de concurrentie tussen zorgverzekeraars af en stijgt de premie voor de basispolis. De volgende paragraaf gaat nader in op dit laatste argument. Als de kosten van de basispolis stijgen door overheveling van zorg naar de aanvullende polis, komt de minister immers van de regen in de
15
Vektis (2011) Zorgthermometer, Verzekerden in beweging 2011.
19
drup. Pakketverkleining levert dan geen bijdrage aan uitgavenbeheersing. Maar ook als de Zwvpremie slechts beperkt zou stijgen zodat toch nog een uitgavenbeperking resulteert, is het relevant om de ongunstige effecten voor de burger in de overwegingen te betrekken, ook als dit effecten buiten het Budgettair Kader Zorg vallen. 5.2. Het spillovereffect van de aanvullende polis op de basispolis De stelling bij argument 3 - dat de slecht werkende markt voor aanvullende polissen spillovereffecten heeft op de markt voor de basispolis - wordt bevestigd door recent economisch onderzoek. Onderstaande tabel laat zien dat zorgverzekeraars op verschillende manieren een koppeling aanbrengen tussen de aanvullende verzekering en de basispolis. Inmiddels gebruiken vrijwel alle verzekeraars één of eer van dergelijke strategieën (zie de onderste rij in de tabel). KOPPELVERKOOP VAN BASISVERZEKERING EN AANVULLENDE VERZEKERING 2006 2007 % mar % mar verz ktaa verz ktaa eker nde eker nde aars el aars el aanvullende verzekering alleen in 28 11 12 8 combinatie met basispolis hogere premie indien alleen 19 21 24 34 aanvullende polis hogere aanvullende premie indien 6 4 15 17 switchen naar andere verzekeraar voor de basispolis strengere acceptatie wanneer n/a n/a n/a n/a alleen aanvullende verz. wordt afgesloten koppeling ouder19 10 18 10 kind tenminste één van de >442 >302 >482 >452 bovenstaande
2008 % verz eker aars 27
mar ktaa nde el 11
2009 % verz eker aars 24
mar ktaa nde el 11
30
36
34
40
17
17
17
14
13
10
14
10
67
49
86
96
94
89
97
100
2
Cijfers voor 2006 en 2007 zijn minimumschattingen omdat gegevens over strengere acceptatie wanneer alleen een aanvullende verzekering wordt afgesloten in deze jaren nog niet weren verzameld Bron: Roos, A.F. en F.T. Schut, Spillover effects of supplementary on basic health insurance: evidence from the Netherlands, Eur J Health Econ. 2012 Feb;13(1):51-62
De auteurs laten ook zien dat een groeiend deel van de verzekerden aangeeft niet te kunnen overstappen doordat een ander verzekeraars hen niet zal accepteren voor de aanvullende polis. Deze groep is gegroeid van 4% van alle verzekerden in 2006 tot 7% in2009. Roos en Schut (2012) concluderen uit deze onderzoekresultaten: “This implies that the choice for high-risk individuals in basic insurance market is substantially reduced by the presence of supplementary insurance, undermining the principle of free choice of basic health insurance and reducing incentives for health insurers to offer attractive basic health insurance contracts for high-risk individuals.” (p. 61).
20
Als mogelijke oplossing noemen zij de beperking van het aanvullende pakket tot een klein aantal luxevoorzieningen: “A confinement of the role of supplementary insurance to ‘luxury’ benefits (e.g. cosmetic surgery, spa treatments, first class hospital services) would make this type of insurance dispensable also for high-risk individuals, which would reduce the lock-in effect.” (p. 61). Dit komt neer op een pleidooi voor handhaving van het basispakket. De zin die volgt op dit citaat luidt “Limiting the role of supplementary insurance, however, may directly conflict with the policymakers’ aim to reduce the share of public health care expenditure.” Dit is echter maar de vraag. Zoals al is opgemerkt leidt verkleining van het basispakket tot minder concurrentie op de markt voor de basispolis, waardoor de premies daar zullen stijgen. Het is zeer wel mogelijk dat dit effect het uitgavenmatigende-effect van pakketverkleining helemaal ongedaan maakt. Een cijfervoorbeeld kan dit illustreren. Laten we eens aannemen dat pakketmaatregelen leiden tot een daling van de Zvw-uitgaven met 1 miljard euro. De totale Zvw-uitgaven zijn ongeveer 37 miljard euro (2011, na aftrek van het feitelijk eigen risico, 1,5 miljard). Er blijft dan dus 36 miljard in de Zvw achter. Verzekerden gaan zich naar verwachting massaal bijverzekeren via de aanvullende polis. De aanvullende polis wordt belangrijker, en (de vrees voor) non-acceptatie door een andere verzekeraar belemmert het overstappen op de markt voor de basispolis verder. De concurrentie op de markt voor de basispolis verslapt, waardoor verzekeraars hun premie kunnen verhogen. Bij een premiestijging van meer dan 3% is de pakketverlaging helemaal ongedaan gemaakt. Maar zelfs bij en premiestijging van 1% blijft maar 2/3 over van de initiële uitgavendaling. (Let wel: het betreft hier een premiestijging voor het smallere basispakket, ten opzichte van een situatie zonder spillover-effect.) In het algemeen geldt dat de premiestijging die de initiële uitgavendaling door een pakketverkleining ongedaan maakt, groter is naarmate de pakketingreep groter is. Onderstaande grafiek brengt deze relatie in beeld. De indruk die op basis van deze grafiek zou kunnen ontstaan is, dat bij een grote pakketingreep de kans op een premiestijging die de initiële uitgavendaling ongedaan maakt verwaarloosbaar klein wordt. Dit is echter een voorbarige conclusie. Immer, hoe groter de ingreep in het basispakket, des te groter ook het spillovereffect en des te groter de premiestijging als gevolg van de verminderde concurrentie. Daar komt bij dat ook een beperkte premiestijging al een fors deel van het effect van de pakketverkleining op de collectieve zorguitgaven ongedaan maakt. Voor een volledige welvaartsanalyse moet bovendien in de afweging worden meegenomen dat verzekerden duurder uit zijn voor de zorg die is overgeheveld naar de aanvullende polis. Zoals eerder opgemerkt werkt de markt voor aanvullende polissen slecht waardoor zorgverzekeraars hierop een hogere marge maken dan op de basispolis.
21
% premiestijging dat effect op Zvwuitgaven ongedaan maakt
HET SPILLOVEREFFECT KAN DE INITIËLE DALING VAN DE ZORGUITGAVEN ONGEDAAN MAKEN 25,0 20,0 15,0 10,0 5,0 0,0 0,5
1
1,5
2
2,5
3
3,5
4
4,5
5
5,5
6
omvang pakketingreep, miljard euro Bron: eigen berekeningen, uitgaande van totale Zvw-uitgaven vóór de pakketingreep van 37 miljard euro.
22
6. Samenvatting en conclusies 6.1. GGZ in het basispakket: goed voor de economie Psychische aandoeningen leiden tot meer arbeidsverzuim, lagere productiviteit en meer arbeidsongeschiktheid. Dit resulteert in forse negatieve affecten op de economie. Alleen al bij depressies gaat het om zo’n 3,5 miljard euro per jaar. Dat goede geestelijke gezondheidszorg (GGZ deze kosten kan verminderen is aannemelijk. Goed onderzoek naar de arbeidsgerelateerde baten van de GGZ is echter dun gezaaid. Vrijwel al het onderzoek naar de indirecte baten van behandeling vergelijkt verschillende therapieën. Voor het doel van dit paper is de relevante vraag echter wat de arbeidsgerelateerde baten zijn in vergelijking met een situatie zonder enige vorm van GGZ. Dit soort onderzoek is om begrijpelijke redenen nauwelijks beschikbaar. Het zou immers onethisch zijn patiënten met bijvoorbeeld een depressieve stoornis niet te behandelen. Daar komt waarschijnlijk bij dat behandelaars hervatting van werk of vermindering van verzuim vaak niet zien als een belangrijk doel van de therapie. In de woorden van twee Britse onderzoekers: “Typically, many healthcare professionals do not consider employment to be a key objective for people with mental health problems. [..] Unsurprisingly, therefore, there is limited UK (and international) research to date examining the occupational outcomes of mental health treatment.”16 Uit het schaarse onderzoek dat wél inzicht geeft in de effecten van behandelen versus niet behandelen komt naar voren dat de GGZ bijdraagt aan behoud of herstel van deelname aan betaalde arbeid en aan een daling van het arbeidsverzuim. De omvang van deze baten voor de maatschappij als geheel is al snel zo groot dat de behandeling zichzelf terugverdient. Meer onderzoek naar de arbeidsgerelateerde baten van de GGZ is zeer gewenst, inclusief onderzoek naar de baten op langere termijn waarover op dit moment vrijwel niets bekend is. Dergelijk onderzoek kan een belangrijke rol spelen bij discussies over het verzekerde pakket. Zo merkten Amerikaanse onderzoekers al in 2002 op: “Declining insurance coverage for mental health care suggests that public commitment may be low for improving treatment rates for depression. This could be partly due to uncertainty among policymakers about whether treatments that improve clinical outcomes also improve societal outcomes such as employment.”17 Op basis van wat we nu al wél weten is de stelling gerechtvaardigd dat de arbeidsbaten van goede behandeling van depressieve stoornissen aanzienlijk zijn. Daarom is goede GGZ-zorg ook goed voor de economie.
16
Matthew Wesson en Matthew Gould, Can a ‘return-to-work’ agenda fit within the theory and practice of CBT for depression and anxiety disorders? The Cognitive Behaviour Therapist, 2010, 3, 27–42. 17
Schoenbaum, M., Unützer, J., McCaffrey, D., Duan, N., Sherbourne, C., & Wells, K. B. (2002). The effects of primary care depression treatment on patients' clinical status and employment. Health Services Research, 37(5), 1145-1158.
23
In twee van de drie hier besproken studies bleek bovendien dat goede GGZ leidt tot besparingen elders in de zorg. Een gerichte literatuurstudie naar dit soort besparingen levert mogelijk meer ondersteuning op voor deze bevinding. Dit valt echter buiten het bestek van dit paper.18 6.2. GGZ in het basispakket leidt tot lagere zorgpremies Los van de ongunstige gevolgen die het verwijderen van (delen van) de GGZ uit het basispakket zou hebben voor de geestelijke volksgezondheid en – via de zojuist genoemd arbeidsmarkteffecten – voor de economie, zou dit ook de werking van de markt voor zorgverzekeringen ernstig ondermijnen. De reden is dat verzekerden zich massaal zullen herverzekeren via de aanvullende polis. Het gevolg is hogere premies voor dezelfde zorg, omdat de markt voor aanvullende polissen notoir slecht werkt. Dit is de eerste reden waarom verwijdering van (delen van) de GGZ uit het basispakket leidt tot hogere zorgpremies. Maar er is nog een reden. De koppelverkoop tussen basisverzekering en aanvullende polissen, die nu al als problematisch wordt gezien door zorgeconomen, zou nog knellender zou worden. Verzekerden zouden hierdoor, ook wat betreft de basispolis, worden belemmerd bij het overstappen naar een andere zorgverzekeraar. Het gevolg van dit spillovereffect tussen aanvullende polis en basispolis is een rem op de concurrentie op de markt voor de basispolis. Hierdoor zal ook de premie voor de basispolis gaan stijgen. Het is mogelijk dat deze premiestijging zo groot is dat het initiële effect van de pakketverkleining op de zorguitgaven geheel teniet wordt gedaan.
18
Zie bijvoorbeeld S Andrén en S Elmståhl, Effective psychosocial intervention for family caregivers lengthens time elapsed before nursing home placement of individuals with dementia: a five-year follow-up study., Int Psychogeriatr. 2008 Dec;20(6):1177-92, en Verbeek JH (2006) How can doctors help their patients to return to work? PLoS Med 3(3): e88.
24
