Na een abortus provocatus geen hogere medische consumptie in de huisartsenpraktijk dan ervoor

Houten, februari 2007,

Collega Kooistra et al. deden retrospectief onderzoek met 3 cohorten met elk 2 groepen (een abortus- en een controlegroep) en vergeleken gemiddelden van meerdere variabelen voor 2 perioden (‘voor’ en ‘na’) binnen en tussen groepen van elke cohort en tussen groepen van cohorten (2007:409-13). Zij voerden multipele, enkele toetsen uit met het oog op statistische significantie, met p < 0,05.

Zij hebben bij elk van de 3 abortusgroepen een controlegroep samengesteld, gematcht naar leeftijd, praktijk (waarschijnlijk wordt ‘pariteit’ bedoeld) en sociaaleconomische status, waarbij de grootte van elke controlegroep 75&percnt; zou zijn van elke abortusgroep (de grootte varieerde echter van 70 tot 91&percnt;). Omdat de controlegroepen kleiner waren dan de abortusgroepen, vermoed ik dat niet op individueel niveau, maar op groepsniveau gematcht is. Verschillen tussen gemiddelden van abortus- en controlegroepen zijn op significantie getoetst met de t-toets voor gepaarde waarnemingen. De kracht van deze t-toets is dat de variabiliteit tussen individuen wordt geëlimineerd door alleen naar verschillen binnen verder overeenkomende paren te kijken. Als het ware wordt het gemiddelde verschil binnen paren statistisch getoetst op een significante afwijking van 0.

Dat de toets echter niet valide is bij het matchen op groepsniveau, zal ik hier illustreren met een theoretisch voorbeeld. Wij nemen een variabele aan, bepaald in een abortusgroep en de controlegroep, die niet gelijk in grootte is. ‘Controle1’ en ‘controle2’ zijn getallenreeksen, waarbij ‘controle2’ de omgekeerde volgorde heeft van ‘controle1’. Als niet op individueel niveau gematcht wordt, is de vorming van paren afhankelijk van toeval. Voor de controlegroep zijn dus theoretisch de volgorden van ‘controle1’ en ‘controle2’ beide mogelijk.

Dit levert een sterk significante p-waarde op: p = 0,000. De toets met ‘controle2’ laat dezelfde gemiddelden, standaarddeviaties en hetzelfde verschil tussen de groepen zien, maar de p-waarde is niet significant: p = 0,6. De p-waarde van de toets hangt af van de individuele paarvorming en bij matching op groepsniveau hangt die dus af van toeval. Een andere waarneming is dat bij ongelijke groepsgrootte bij de t-toets voor gepaarde waarnemingen de geteste groepsgrootte slechts gelijk is aan het aantal paren, in het voorbeeld n = 10. Door afname van statistische ‘power’ hierdoor neemt de kans op een type II-fout toe, het niet kunnen verwerpen van de nulhypothese dat er geen statistisch significant verschil is, terwijl dat verschil er wel is. Er had hier een t-toets voor niet-gepaarde waarnemingen gebruikt moeten worden, die in beide situaties dezelfde p-waarde oplevert en gebruikmaakt van alle waarnemingen. In het algemeen geldt: bij matching op groepsniveau dienen toetsen voor niet-gepaarde waarnemingen gebruikt te worden.

Nijmegen, februari 2007,

De reactie van collega Jacobs geeft ons de gelegenheid precies te expliciteren op welke wijze wij de data hebben geanalyseerd.

Er zijn twee analysen verricht. De ene betreft de vergelijking van medische consumptie vóór en na de abortus. Hiervoor is een t-toets voor gepaarde waarnemingen gebruikt (gepaarde t-toets). Het betreft immers 2 waarnemingen gedaan bij hetzelfde individu, namelijk vóór en na de abortus. De 2 groepen vóór en na zijn vanzelfsprekend van gelijke grootte. De nulhypothese luidt dat het gemiddelde verschil in de populatie gelijk is aan nul. De alternatieve hypothese luidt dat het gemiddelde verschil in de populatie niet gelijk is aan nul.

De andere analyse betreft de vergelijking van de medische consumptie tussen de abortusgroep en een controlegroep, die op groepsniveau gematcht is naar leeftijd, praktijk en sociaaleconomische status. Niet naar pariteit, zoals Jacobs ten onrechte suggereert, maar wel degelijk naar praktijk, omdat de medische consumptie samenhangt met praktijkkenmerken en wij met betrekking tot praktijkkenmerken bias wilden voorkomen. Deze data zijn niet met een gepaarde t-toets geanalyseerd, maar met een toets voor niet-gepaarde waarnemingen (t-toets en χ2-toets). Het betreft immers 2 groepen van niet aan elkaar gerelateerde individuen. Hierbij hoeven beide groepen niet van gelijke grootte te zijn. Wat betreft de t-toets luidt de nulhypothese dat de populatiegemiddelden in de 2 groepen (abortus- en controlegroep) aan elkaar gelijk zijn. De alternatieve hypothese luidt dat de populatiegemiddelden niet aan elkaar gelijk zijn. De χ2-toets heeft als nulhypothese dat er geen relatie is tussen een nominale afhankelijke variabele en de groep (abortus- of controlegroep) waartoe de patiënt behoort. De alternatieve hypothese luidt dat deze relatie er wel is.

Het betoog van Jacobs is gebaseerd op de veronderstelling dat wij bij de vergelijking van experimentele groep en controlegroep gepaarde t-toetsen in plaats van t-toetsen voor ongepaarde waarnemingen hebben uitgevoerd. Dat is in de (laatste versie van de) methodesectie van het artikel onzorgvuldig beschreven; bij het publiceren van de uitkomsten van het onderzoek is er onvoldoende aandacht geweest voor dit onderdeel van de methode. Het feitelijke onderzoek is zorgvuldig uitgevoerd met de daarbij passende statistische analysen.

Amsterdam, maart 2007,

Het artikel van collega Kooistra et al. draagt er in belangrijke mate toe bij de mythe te ontzenuwen dat abortus provocatus psychische klachten zou veroorzaken (2007:409-13). Complimenten dan ook voor hun onderzoek, dat aantoont dat deze klachten alsmede een hogere medische consumptie veelal al vóór een abortusverzoek aanwezig zijn en ook na de behandeling blijven bestaan. Toch is het vreemd dat Kooistra et al. concluderen dat een verplichte bedenktijd van 5 dagen zinvol is. In dit onderzoek, dat ook de tijd vóór het in werking treden van de abortuswet (in 1984) betrekt, betogen zij juist dat de verplichte bedenktijd het medische consumptiepatroon na de invoering van de wet niet veranderde. Het invoeren van de wachttijd leidde evenmin tot relatief minder klachten na een abortus. Terecht concluderen zij dat een voorafgaande slechte psychiatrische gezondheid in belangrijke mate angst en depressie na afloop voorspelt. Zij verzuimen te melden dat dit in tenminste even grote mate een risicofactor is voor een slecht welbevinden na het eventueel uitdragen van een zwangerschap. Hiermee missen zij argumenten en kansen om behalve voor een zorgvuldige besluitvorming te pleiten voor een flexibele bedenktijd. Dit zou in lijn zijn geweest met het advies van de commissie die de abortuswet evalueerde. Meer dan 80&percnt; van de vrouwen ervaart een verplichte wachttijd niet als positief.1 De conclusie over de zinvolheid van een verplichte bedenktijd voor alle vrouwen is dan ook jammer, zeker in een tijd van politieke discussie over abortus.

Nijmegen, maart 2007,

Juist in een tijd van politieke discussie over abortus provocatus is het belangrijk dat deze discussie gevoerd wordt op basis van wetenschappelijke argumenten en, waar wetenschap ontbreekt, op basis van ervaringen uit de klinische praktijk. Onze studie concludeert dat na een abortus provocatus de medische consumptie in het algemeen en in het bijzonder voor psychische en psychiatrische klachten niet toeneemt bij de onderzochte vrouwen in de genoemde huisartspraktijken. Het onderzoek toont ook aan dat vooral en juist in de laatste 10 jaar het aantal consulten in het algemeen, het aantal consulten met een psychosociale of psychiatrische klacht en het gebruik van psychofarmaca in de groep vrouwen die een abortus provocatus ondergaan zowel vóór als na de ingreep hoger zijn dan in een controlegroep.

Deze bevinding is naar onze mening van groot belang, omdat vrouwen die besluiten tot een abortus provocatus een psychisch kwetsbare patiëntengroep vormen. Uit de in de discussie aangehaalde literatuur blijken een aanwezige slechte psychische en psychiatrische gezondheid in belangrijke mate angstgevoelens en depressie na de ingreep te voorspellen. Ongeveer 1 op de 3 vrouwen kampt met psychiatrische problemen vóór de abortus provocatus.1 Ook twijfel over het genomen besluit en een negatieve houding ten opzichte van de abortus provocatus zijn risicofactoren voor een problematische verwerking achteraf. Dat dezelfde risicofactoren ook gelden voor vrouwen die een zwangerschap uitdragen, doet aan het belang dat bij een abortus provocatus aan deze factoren gehecht moet worden niets af.

De vrouw moet dus in staat gesteld worden om een weloverwogen en autonome keuze te maken, een keuze die de kans op spijt achteraf zo klein mogelijk maakt. Bij het bestaan van problemen van psychiatrische en psychosociale aard is het ontegenzeggelijk van nog groter belang dat de vrouw ook werkelijk autonoom, met een reëel inzicht in haar situatie en met goede informatie over welke keuze ook, voor haarzelf kan beslissen wat op dat moment in haar leven goed voor haar is. Bijna altijd leidt het ontdekken van een ongewenste zwangerschap in eerste instantie tot gevoelens van paniek en ongeloof en het in die context snel ongedaan willen maken van de ongewenste situatie. ‘Snel’ verstaat zich echter moeilijk met het nemen van autonome beslissingen in moeilijke en ingewikkelde situaties. En moeilijk, pijnlijk, beladen met schuld en soms schaamtevol is een abortus provocatus toch voor bijna alle meisjes en vrouwen. Veel vrouwen zullen al dan niet met hulp van vrienden tot een overtuigde en voor hen juiste beslissing komen. De verplichte bedenktijd van 5 dagen (een verplichte wachttijd is niet aan de orde) zullen de meeste vrouwen daarvoor dan ook gebruiken zonder dat dit nadelen voor hen oplevert. Voor de vrouwen die in een opwelling of met twijfels hun beslissing overhaast zouden kunnen nemen, met nadelige psychische gevolgen voor henzelf, is een bedenktijd één van de voorwaarden om weloverwogen een besluit te nemen. In dit licht en vanuit het perspectief van de aanwezige psychiatrische problematiek zoals die is geconstateerd de laatste 10 jaar bij vrouwen met een abortus provocatus, vinden wij de verplichte 5 dagen bedenktijd zinvol. In de geneeskunde heeft immers het voorkómen van schadelijke effecten van medische handelingen een hoge prioriteit, zodat de kwetsbaren in dezen beschermd worden.

Dit betekent dat er alle ruimte moet zijn om vrouwen de gelegenheid te bieden om hun beslissingsproces vorm te geven. Een zorgvuldig en deskundig gevoerd gesprek vinden wij daarom in alle situaties, niet alleen bij vrouwen met twijfels, een belangrijke voorwaarde voor een autonome beslissing. ‘Autonoom’ definiëren wij daarbij als het kunnen maken van een keuze die goed is, die past in iemands leven. Het is zinvol om bij dit soort belangrijke beslissingen een goede en open luisteraar te treffen. In Nederland zijn huisartsen en artsen in de abortusklinieken in het algemeen goed toegerust om deze counselende gesprekken te voeren. Zodat de vrouw bij een ongewenste zwangerschap zelf beslist.

Houten, februari 2007,

Collega Kooistra et al. deden retrospectief onderzoek met 3 cohorten met elk 2 groepen (een abortus- en een controlegroep) en vergeleken gemiddelden van meerdere variabelen voor 2 perioden (‘voor’ en ‘na’) binnen en tussen groepen van elke cohort en tussen groepen van cohorten (2007:409-13). Zij voerden multipele, enkele toetsen uit met het oog op statistische significantie, met p < 0,05.

Zij hebben bij elk van de 3 abortusgroepen een controlegroep samengesteld, gematcht naar leeftijd, praktijk (waarschijnlijk wordt ‘pariteit’ bedoeld) en sociaaleconomische status, waarbij de grootte van elke controlegroep 75&percnt; zou zijn van elke abortusgroep (de grootte varieerde echter van 70 tot 91&percnt;). Omdat de controlegroepen kleiner waren dan de abortusgroepen, vermoed ik dat niet op individueel niveau, maar op groepsniveau gematcht is. Verschillen tussen gemiddelden van abortus- en controlegroepen zijn op significantie getoetst met de t-toets voor gepaarde waarnemingen. De kracht van deze t-toets is dat de variabiliteit tussen individuen wordt geëlimineerd door alleen naar verschillen binnen verder overeenkomende paren te kijken. Als het ware wordt het gemiddelde verschil binnen paren statistisch getoetst op een significante afwijking van 0.

Dat de toets echter niet valide is bij het matchen op groepsniveau, zal ik hier illustreren met een theoretisch voorbeeld. Wij nemen een variabele aan, bepaald in een abortusgroep en de controlegroep, die niet gelijk in grootte is. ‘Controle1’ en ‘controle2’ zijn getallenreeksen, waarbij ‘controle2’ de omgekeerde volgorde heeft van ‘controle1’. Als niet op individueel niveau gematcht wordt, is de vorming van paren afhankelijk van toeval. Voor de controlegroep zijn dus theoretisch de volgorden van ‘controle1’ en ‘controle2’ beide mogelijk.

Dit levert een sterk significante p-waarde op: p = 0,000. De toets met ‘controle2’ laat dezelfde gemiddelden, standaarddeviaties en hetzelfde verschil tussen de groepen zien, maar de p-waarde is niet significant: p = 0,6. De p-waarde van de toets hangt af van de individuele paarvorming en bij matching op groepsniveau hangt die dus af van toeval. Een andere waarneming is dat bij ongelijke groepsgrootte bij de t-toets voor gepaarde waarnemingen de geteste groepsgrootte slechts gelijk is aan het aantal paren, in het voorbeeld n = 10. Door afname van statistische ‘power’ hierdoor neemt de kans op een type II-fout toe, het niet kunnen verwerpen van de nulhypothese dat er geen statistisch significant verschil is, terwijl dat verschil er wel is. Er had hier een t-toets voor niet-gepaarde waarnemingen gebruikt moeten worden, die in beide situaties dezelfde p-waarde oplevert en gebruikmaakt van alle waarnemingen. In het algemeen geldt: bij matching op groepsniveau dienen toetsen voor niet-gepaarde waarnemingen gebruikt te worden.