LE TEST KAPPA

Strategische Studies & Communicatie
Kappa, mechanisme voor de controle van de
financiering van de rusthuizen
SAMENVATTING
Het Koninklijk Besluit van 4 april 20031 is van toepassing sinds 1 januari 2004. Het voert een nieuw
systeem in voor de financiering van de rustoorden voor bejaarden (ROB’s) en van de rust- en
verzorgingstehuizen (RVT’s). De hoogte van de tegemoetkoming van het RIZIV zal afhangen van de
beoordeling van het afhankelijkheidsniveau van de patiënt via de schaal van Katz. Die schaal klasseert de
patiënten in 5 categorieën (0, A, B, C, Cd), die gaan van de minst afhankelijke patiënten tot de meest
afhankelijke patiënten.
In een bepaald aantal instellingen zullen de afhankelijkheidscategorieën die toegekend worden aan de
patiënten, gecontroleerd worden. Het RIZIV zal het aantal patiënten waaraan deze
afhankelijkheidscategorieën toegekend werden vervolgens vóór en na de controle vergelijken met behulp
van 2 formules, de KAPPA 1 en de KAPPA 2.
Deze hulpmiddelen zijn een middel om na te gaan of de instellingen de schaal van Katz op significante
wijze verkeerd gebruikt hebben. De score die verkregen wordt met deze 2 hulpmiddelen, berekent de
grootte van het verschil tussen 2 classificatiebeslissingen. Naargelang de mate van overeenstemming, zal
het RIZIV ofwel een gewone verwittiging versturen naar de betrokken instelling, of financiële sancties
toepassen.
Voor de berekening van de financiële sanctie die toegepast wordt door het RIZIV, berekent men de totale
vergoedingsbedragen, op basis van het aantal rechthebbenden en van de afhankelijkheidscategorieën,
vóór de controle (F1) of na de controle (F²).
Indien F1 > F², dan betekent dit dat het RVT of het ROB teveel ontvangen heeft. Indien het teveel
ontvangen bedrag niet meer dan 5% bedraagt, dan zal het RIZIV het bedrag van deze financiële
tegemoetkomingen gedurende 6 maanden verminderen met het teveel geïnde percentage en dan zal het
daarenboven een sanctie van 1% toepassen. Indien dit percentage hoger is dan 5%, dan zal het RIZIV de
dagelijkse vergoeding verminderen met dit percentage en past het een sanctie toe, die gelijk zal zijn aan
50% van dit bedrag.
Indien F1 daarentegen lager zou zijn dan F², dan heeft de instelling de afhankelijkheidsgraad van 1 of meer
rechthebbenden ondergewaardeerd. In dit geval, heeft de instelling dus te weinig gekregen. Indien het
RIZIV echter zou ontdekken dat dit te weinig geïnde bedrag te maken heeft met het feit dat de instelling
(soms met opzet) over onvoldoende personeel beschikte om te beantwoorden aan de vastgestelde
normen, rekening houdend met de verschillende afhankelijkheidscategorieën, dan zal er toch een sanctie
van 5% toegepast worden.
Op te merken valt dat de instelling de beslissing binnen de 15 dagen kan betwisten, wat aanleiding kan
1
Koninklijk Besluit tot uitvoering van artikel 37 quater van de wet betreffende de verplichte verzekering
voor geneeskundige verzorging en uitkeringen, gecoördineerd op 14 juli 1994, voor de zorgverleners
bedoeld in artikel 34, 1ste lid, 11de en 12de, van dezelfde wet.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
1/14
geven tot een mogelijke herziening van het vonnis of tot een nieuwe controle.
1. Doelstelling
Op 1 januari 2004 treedt een nieuw systeem in werking voor de financiering van het
genormeerde personeel (luik A1) van de rust- en verzorgingstehuizen en van de
rustoorden voor bejaarden. De hoogte van de tegemoetkoming van het RIZIV zal
afhangen van de beoordeling van de afhankelijkheidsgraad van de patiënten, die bepaald
wordt d.m.v. de schaal van Katz. Om een overschrijding van de budgetten die toegekend
worden aan deze sector te vermijden, wordt vanaf dezelfde datum een sanctiesysteem
toegepast – het Kappasysteem. Kappa is de naam van een statistische test die in 19602
bedacht werd door Cohen. Het is een middel om na te gaan of de schaal van Katz al dan
niet correct toegepast wordt en om eventueel financiële sancties toe te passen op
instellingen die in de fout gaan.
In dit document, bespreken we achtereenvolgens de manier waarop het RIZIV deze
controles uitvoert en de berekeningsmethode van Kappa en van de financiële sancties.
We eindigen met enkele overwegingen in verband met de limieten van het systeem.
2. Controleprocedure
De Dienst voor Geneeskundige Verzorging van het Riziv kiest elke maand 10% van de
instellingen. Een bepaald aantal van die instellingen wordt gecontroleerd. Indien de
gekozen instelling minder dan 50 rechthebbenden herbergt, dan worden die allemaal
gecontroleerd. Zoniet, dan zal ten minste 20% van de rechthebbenden van de instelling
onderzocht worden (minimum 50 personen). Vervolgens, zal het RIZIV de
afhankelijkheidscategorieën dan vergelijken vóór en na de controle. Het deelt de
resultaten mee aan de instelling, die beroep kan aantekenen binnen de 15 dagen. Zo’n
betwisting kan aanleiding geven tot een herziening van het vonnis of tot een nieuwe
controle. Tot besluit, worden eventueel sancties toegepast en wordt er een wijziging
aangebracht aan de afhankelijkheidscategorie. Dit houdt in dat het profiel van de
instelling over de referentieperiode verandert. De financiering van de instelling verandert
nochtans pas het jaar daarop.
3. Vergelijking van de afhankelijkheidscategorieën vóór en na de controle
3.1. Contingentietabel
Het Riziv vergelijkt op de 2 tabellen, de classificatie van de rechthebbenden volgens hun
afhankelijkheidsgraad vóór en na de controle.
Voorbeeld:
Categorie
vóór de
controle
2
0
A
B
C
Cd
Totaal
17
22
32
43
11
125
Cohen J. : A coefficient of agreement for nominal scales. Educ. Psychol. Meas, 1960, 20, 27-46
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
2/14
Categorie na
de controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
23
25
37
30
10
125
Tabel 1.1. Classificatietabellen volgens de afhankelijkheid
De vergelijking van deze 2 tabellen gebeurt door de opmaak van een contingentietabel,
tabel die het aantal gevallen aanduidt, dat men aangetroffen heeft voor de verschillende
combinaties van de afhankelijkheidscategorie (afhankelijkheidscategorie vóór/na de
controle).
Bijvoorbeeld: bovenvermelde observaties zouden het resultaat kunnen zijn van de
volgende gezamenlijke beoordelingen:
Categorie
vóór de
controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
Categorie na de controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
12
4
3
3
1
23
1
12
8
3
1
25
2
4
18
12
1
37
1
1
2
24
2
30
1
1
1
1
6
10
17
22
32
43
11
125
Tabel 1.2. Contingentietabel
In de kolom totaal vinden we het aantal personen terug, dat ingeschreven was in de
verschillende afhankelijkheidscategorieën volgens in de 2 vorige tabellen. (tabel 1.1.)
Voorbeeld: 23 personen in de categorie 0 na de controle => het totaal van de eerste
kolom bedraagt 23.
De tabel kan als volgt gelezen worden: we stellen vast dat 18 personen zich in de
afhankelijkheidscategorie B bevinden vóór en na de controle; 8 personen waren
geklasseerd in de categorie B, terwijl zij na controle ondergebracht werden in de
categorie A.
In het Koninklijk Besluit, treffen we het volgende schema aan:
Categorie
vóór de
controle: Li
0
A
B
C
Cd
Totaal
Met
08/12/2003
Categorie na de controle: Ci
0
A
LiCI (00)
A0
B0
C0
Cd0
CI
0A
LiCI(AA)
BA
CA
CdA
CI
B
C
Cd
0B
0C
0Cd
AB
AC
Acd
LiCI(BB)
BC
BCd
CB
LiCI (CC)
CCd
CdB
BCd
LiCI (CdCd)
Ci
Ci
CI
T
Tabel 1.3. Theoretisch schema Kappa 1
Totaal
Li
Li
Li
Li
Li
N
LiCi : akkoord in de categorie
Li : totaal lijn Li ; Ci : totaal kolom Ci
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
3/14
N : totaal aantal observaties
3.2. Geobserveerde bevolking (PO)
We nemen de tabel 1.2. :
Categorie
vóór de
controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
Categorie na de controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
12
4
3
3
1
23
1
12
8
3
1
25
2
4
18
12
1
37
1
1
2
24
2
30
1
1
1
1
6
10
17
22
32
43
11
125
Tabel 1.2. Contingentietabel
De categorie is OK wanneer de categorie vóór en na de controle identiek is (cellen (0,0),
(A,A), (B,B), (C,C) of (Cd,Cd)). Om de overeenstemmingsverhouding (of het
percentage) te bekomen, maakt men de som van alle rechthebbenden die in dezelfde
categorie geklasseerd zijn vóór en na de controle (dus van alle rechthebbenden waarvoor
er eensgezindheid is over de categorie). Men deelt vervolgens door het totale aantal
rechthebbenden, om een percentage te bekomen.
We berekenen het aantal waarover men het eens is voor ons voorbeeld:
 Aantal personen waarover men het eens is in de categorie 0 : 12
 Aantal personen waarover men het eens is in de categorie A : 12
 Aantal personen waarover men het eens is in de categorie B : 18
 Aantal personen waarover men het eens is in de categorie C : 24
 Aantal personen waarover men het eens is in de categorie Cd : 6
 Totaal aantal personen waarover men het eens is : 72
 Totaal aantal gecontroleerde personen: 125
 Percentage van het akkoord : 72/125 = 0,576 of 57,6 % OK
Dit overeenstemmingspercentage is het percentage van de geobserveerde bevolking (PO).
De formule in het KB ziet er als volgt uit:
P0 = ( LiCi) / N
3.3. Verwachte overeenkomst in de populatie (Pe)
Op basis van de totalen van de verschillende categorieën, zal men de probabiliteit van het
voorkomen van de cellen (0,0), (A,A), (B,B), (C,C) en (Cd,Cd) berekenen. Als men ervan
uitgaat dat de oorspronkelijke klassering van de rechthebbenden in de verschillende
afhankelijkheidscategorieën en de klassering na de controle helemaal los van elkaar
staan, dan zal de probabiliteit van het voorkomen van de cel (A,B) gelijk zijn aan de
probabiliteit van het voorkomen van de categorie A vóór de controle, vermenigvuldigd
met de probabiliteit van het voorkomen van de categorie B, na de controle.
 Indien onafhankelijkheid, P(A,B) = P(A vóór controle) * P (B na controle)
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
4/14
Als we de totalen van ons voorbeeld opnieuw bekijken, dan kunnen we de
waarschijnlijkheden voor iedere cel als volgt bepalen:
Categorie vóór
controle
0,032
A
0,027
0,035
B
C
0,047
0,063
0,051
0,069
Cd
Total
0,016
0,018
0
A
0
0,025
Categorie na controle
B
C
0,040
0,033
0,052
0,042
0,076
0,061
0,083
0,102
0,026
0,021
Cd
0,011
0,014
Totaal
0,020
0,028
0,007
1
Tabel 1.4. Verwachte overeenkomst in de populatie
De probabiliteit van het bekomen van de cel (C,B), wordt berekend als het resultaat van :
 De waarschijnlijkheid dat we de cel C bekomen vóór de controle (of het percentage
van de rechthebbenden geklasseerd in de categorie C) : 43/125 : 0,344
 en de waarschijnlijkheid dat we de cel B bekomen na controle : 37/125 : 0,296
De waarschijnlijkheid dat we (C,B) bekomen, is dus 43/125 * 37/125 = 0,102
Een manier om de juistheid van onze berekeningen te verifiëren is de berekening van de
som van de waarschijnlijkheden van elk van de mogelijke gevallen, zoals berekend in de
tabel 1.4. De waarde hiervan moet 1 zijn.
We zullen dus opnieuw de verwachte totale overeenkomst in de populatie tussen de
categorieën (vóór/na de controle) berekenen. Om dit te doen, maken we de som van de
waarschijnlijkheden van de gevallen waarvoor er overeenstemming is (de diagonaal van
de tabel), dit is in ons voorbeeld : 0,025 + 0,035 + 0,076 + 0,083 + 0,007 = 0,226. Deze
concordantie is de verwachte overeenkomst in de populatie, zoals vermeld in het KB. De
formulering ziet er als volgt uit :
Pe = ( Li * Ci) / N2 of  (Li/N * Ci/N)
Als we de zaken aan het toeval overlaten, dan zou de overeenstemmingsverhouding
22,6% bedragen, rekening houdend met de in elke categorie geobserveerde proportionele
aanwezigheid van rechthebbenden. Met andere woorden, zelfs indien het resultaat van de
beoordeling met behulp van dobbelstenen werd bepaald (perfecte onafhankelijkheid van
de beoordelingen), dan nog zouden we in ons voorbeeld 22,6% overeenstemming krijgen
tussen de beoordelingen van de verpleegsters en deze van de controleurs.
3.4. Kappa 1
De berekening van Kappa is een middel om de geobserveerde concordantiepercentages te
normeren (terug te brengen tot eenzelfde metingsschaal). Het is een middel om de
geobserveerde concordantiepercentages op gelijke voet te beoordelen, ongeacht het aantal
mogelijke combinaties (het aantal cases uit de overeenstemmingstabel) en de indeling
van de gevallen (mits naleving van bepaalde statistische hypotheses – zie punt 5). Het is
de verwachte verhouding, waarmee de geobserveerde concordantiepercentages
genormeerd kunnen worden.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
5/14
Het concordantiepercentage Kappa1 tussen de 2 beoordelingen wordt gemeten met behulp
van onderstaande formule:
Kappa1 = (PO – Pe) / (1 - Pe)
Voor een goed begrip van de waarden van Kappa, nemen we extreme voorbeelden.
3.4.1. Perfecte overeenstemming
We nemen aan dat de overeenstemming perfect is. Zo’n perfecte overeenstemming
krijgen we wanneer alle rechthebbenden, vóór en na de controle, in dezelfde
afhankelijkheidscategorie zitten. Alleen de diagonaal zal waarden bevatten die niet nihil
zijn. Op te merken valt tevens dat de totalen van de lijnen en kolommen per categorie
identiek zijn.
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
0
17
0
0
0
0
17
Categorie na controle
A
B
C
Cd
0
0
0
0
22
0
0
0
0
32
0
0
0
0
43
0
0
0
0
11
22
32
43
11
Tabel 1.5. Een perfecte overeenstemming
Totaal
17
22
32
43
11
125
PO = (17 + 22 + 32 + 43 + 11 ) / 125 = 1
Pe = (17/125 * 17/125) + (22/125 * 22/125) + (32/125 * 32/125) + (43/125 * 43/125) +
(11/125 * 11/125)
= 0,241088
Kappa1 stemt overeen met het volgende ( 1 – 0,241088) / (1 – 0,241088) = 1. Dit is
logisch, aangezien de formule van Kappa1, PO 1 waard is. De maximale waarde van
Kappa is dus 1.
3.4.2. Absoluut geen overeenstemming
We nemen even aan dat er absoluut geen overeenstemming meer is. Geen enkele
rechthebbende bevindt zich nog in dezelfde afhankelijkheidscategorie als de categorie
waarin hij zat vóór de controle. De diagonaal bestaat dus louter uit waarden die nihil zijn.
Categorie
vóór controle
0
A
Categorie na controle
B
C
Cd
0
A
0
5
2
0
6
10
8
12
2
3
18
30
B
C
5
4
8
6
0
9
13
0
3
3
29
22
Cd
Totaal
3
17
6
22
7
32
10
43
0
11
26
125
Totaal
Tabel 1.6. Absoluut geen overeenstemming
PO = 0/125 = 0
Pe = (18/125 * 17/125) + (30/125 * 22/125) + (29/125 * 32/125) + (22/125 * 43/125) +
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
6/14
(26/125 * 11/125)
= 0,20 d.w.z. de verwachte overeenstemming indien de observaties het resultaat waren
geweest van het toeval.
Kappa1 = (0 – 0,20)/ (1-0,20) = -0,2 / 0,8 = - 0,025
Wanneer er absoluut geen overeenstemming is, dan neemt Kappa een negatieve waarde
aan.
Die Kappa = -1 zou men verkrijgen met een Pe van 0.50.
3.4.3. Berekening van Kappa voor het voorbeeld
Dan berekenen we nu Kappa voor ons voorbeeld :
Categorie vóór
controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
0
12
4
3
3
1
23
A
1
12
8
3
1
25
Categorie na controle
B
C
2
1
4
1
18
2
12
24
1
2
37
30
Cd
1
1
1
1
6
10
Totaal
17
22
32
43
11
125
Tabel 1.2. Contingentietabel
Ter herinnering, vermelden we nog dat we 0,576 bekomen hadden voor PO en 0,226 voor
Pe. Kappa 1 is dus (0,576-0,226) / (1-0,226) = 0,45 waard.
Kappa1 zal eigenlijk steeds een waarde aannemen tussen -1 en 1. Hoe hoger de waarde,
hoe meer overeenstemming tussen de 2 beoordelingen. Indien Kappa1 0,45 waard is, dan
betekent dit dus dat er 45 % overeenstemming is tussen de classificatie vóór de controle
en die na de controle. Met andere woorden, Kappa meet wat de vastgestelde
concordantietabel juist realiseert in vergelijking met de perfecte concordantietabel.
De resultaten worden geïnterpreteerd volgens onderstaand rooster3 :
WAARDE VAN KAPPA1
KAPPA1  0,81
KAPPA1 valt tussen 0,61 en 0,80
OVEREENSTEMMINGSGRAAD
Uitstekend
Goed
KAPPA1 valt tussen 0,41 en 0,60
Matig
KAPPA1 valt tussen 0,21 en 0,40
Zwak
KAPPA1 valt tussen 0 en 0,20
Slecht
KAPPA1 < 0
Zeer slecht
Tabel 1.7. Betekenis van de verschillende waarden van Kappa
3
Deze interpretatie is een keuze van het RIZIV. Het RIZIV heeft zich beperkt tot de overname van de
classificatie, voorgesteld door Landis & Koch (Landis J.R., Koch G.G. : The Measurement of Observer
Agreement for Categorical Data, Biometrics, 1977a, 33, 159-174. 1977). In het geval van medische
diagnoses bijvoorbeeld zou men zeer goed kunnen oordelen dat een overeenstemming van minder dan 0.60
tussen 2 beoordelingen belabberd is.De subjectiviteit van het middel dat gebruikt wordt voor de
beoordeling van de afhankelijkheid (de Belgische Katz-schaal), pleit voor een interpretatie van de
overeenstemmingspercentages.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
7/14
In ons voorbeeld, was de overeenstemmingsgraad dus matig.
Het RIZIV meent dat als men een Kappa1 < 0,4, bekomt, het evaluatie-instrument op
significante wijze verkeerd toegepast wordt ; indien Kappa1 > 0,6, dan wordt het
evaluatie-instrument goed toegepast. Indien Kappa1 tussen 0,4 en 0,6, valt, dan is het
overeenstemmingspercentage matig. Het is moeilijk om in dergelijke gevallen een
beslissing te nemen.
3.5. Kappa 2
3.5.1. Theorie
In de gevallen waarin de overeenstemmingsgraad matig is, heeft het Riziv een tweede
overeenstemmingsmeting ontwikkeld, die gebaseerd is op de eerste, maar die werkt met
afwegingen, met waarden die verschillen van de discordanties, rekening houdend met de
draagwijdte van de discordantie.
Voor een discordantie die een wijziging inhoudt naar rata van:
- in categorie 1 (vb: Cd => C), zal de afweging 0.94 bedragen, om de grootte ervan te
verminderen;
- 2 categorieën (vb: Cd => B), de coëfficiënt bedraagt 1,25
- 3 categorieën (vb: Cd => A), de coëfficiënt bedraagt 1,56
- 4 categorieën (vb: Cd => 0), de coëfficiënt bedraagt 2
In de wettekst, ziet het theoretische schema er als volgt uit:
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal ω
0
LiCi (00)
0.94 A0
1.25 B0
1.56 C0
2 Cd0
Ciω
Categorie na controle
A
B
C
Cd
0.94 0A
1.25 0B
1.56 0C
2 0Cd
LiCi (AA)
0.94 AB
1.25 AC
1.56 Acd
0.94 BA
LiCi (BB)
0.94 BC
1.25 BCd
1.25 CA
0.94 CB
LiCi (CC)
0.94 CCd
1.56 CdA
1.25 CdB
0.94 BCd
LiCi (CdCd)
Ciω
Ciω
Ciω
Ciω
Tabel 1.8. Theoretisch schema Kappa2
Totaal
Liω
Liω
Liω
Liω
Li ω
Nω
Kappa2 wordt op dezelfde manier berekend als Kappa1:
 Gewogen geobserveerde overeenkomst in de populatie: Poω
 Gewogen verwachte overeenkomst in de populatie: Peω
 Kappa=: (Poω – Peω) / (1 – Peω).
Indien de Kappa2 ≥ 0.6, dan betekent dit dat de discordanties hoofdzakelijk betrekking
hebben op een verschil van één categorie (aangezien men de Kappa2 pas berekent
wanneer de Kappa1 tussen 0.4 en 0.6 valt). De instelling zal een verwittiging krijgen van
het RIZIV. De schaal van Katz zal pas als verkeerd toegepast beschouwd worden, indien
een tweede controle binnen het jaar opnieuw een Kappa 1 < 0.6 oplevert.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
8/14
Indien de Kappa2 daarentegen < 0.6, dan oordeelt het Riziv dat de schaal van Katz op
significante wijze verkeerd wordt toegepast en dan treft het instituut sancties.
3.5.2. Toepassing
Als we dit toepassen op ons voorbeeld, dan levert dit de volgende tabel op:
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal ω
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal ω
0
12*1
4*0.94
3*1.25
3*1.56
1*2
26.19
0
12
3,76
3,75
4,68
2
26,19
A
1*0.94
12*1
8*0.94
3*1.25
1*1.56
25.77
A
0,94
12
7,52
3,75
1,56
25,77
Categorie na controle
B
C
2*1.25
1*1.56
4*0.94
1*1.25
18*1
2*0.94
12*0.94
24*1
1*1.25
2*0.94
36.79
30.57
Categorie na controle
B
C
2,5
1,56
3,76
1,25
18
1,88
11,28
24
1,25
1,88
36,79
30,57
Tabel 1.9. Kappa 2
Cd
1*2
1*1.56
1*1.25
1*0.94
6*1
11.57
Cd
2
1,56
1,25
0,94
6
11,75
Totaal
19
22.33
32.4
44.65
12.69
131.07
Totaal
19
22,33
32,4
44,65
12,69
131,07
De Poω is het volgende waard : (12 + 12 + 18 + 24 + 6) / 131.07 = 0.549
De
Peω
is
het
volgende
waard
:
(19/131.07*26,19/131,07)
+
(22,33/131,07*25,77/131,07) + (32,4/131,07 * 36,79/131,07) + (44,65/131,07 *
30,57/131,07) + (12,69/131,07 * 11,75/131,07) = 0,22
De Kappa2 stemt dus overeen met (0,549 – 0,22) / (1 – 0,22) = 0,422
Er moeten dus sancties toegepast worden.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
9/14
4. Berekening van de financiële sancties
4.1. Principes
Voor de berekening van de financiële sanctie die toegepast wordt door het RIZIV,
berekent men F1 en F2, dit zijn de totale vergoedingsbedragen4 op basis van het aantal
rechthebbenden en van de afhankelijkheidscategorieën vóór de controle (voor F1) of na
de controle (voor F2). F1 zal hoger zijn dan F2, indien één of meer rechthebbenden
geklasseerd zijn in een afhankelijkheidscategorie die hoger was vóór de controle dan
erna.
Indien F1 > F2, dan betekent dit dat het bedrag van de tegemoetkoming vóór controle
(bedragen die de instelling in werkelijkheid ontvangen heeft) hoger is dan de bedragen na
de controle (de bedragen die de instelling had moeten ontvangen). Het RVT of ROB
heeft teveel ontvangen. Het RIZIV zal dan gedurende 6 maanden een sanctie toepassen.
Het discordantiepercentage tussen F1 en F2 wordt berekend via de formule (F2 - F1) / F2.
Indien dit percentage lager is dan of gelijk aan 5 % (het “teveel ontvangen” bedrag
overschrijdt de 5 % niet), dan is de toegepaste financiële sanctie gelijk aan 1,01 maal het
verschil, vastgesteld tussen F1 en F2. De sanctie zal uiteindelijk slechts 1% bedragen,
maar de instelling zal gedurende 6 maanden een aangepaste dagvergoeding ontvangen
voor het luik A1, rekening houdend met het nieuwe afhankelijkheidsprofiel en de
naleving van de normen. Dit nieuwe profiel zal overigens een invloed hebben op het
afhankelijkheidsprofiel dat dienst doet als referentie en op de begroting van het volgende
jaar. Het RIZIV vermindert het bedrag van zijn financiële tegemoetkoming dus
gedurende 6 maanden voor het luik A1 van dit percentage.
Vb : Indien het verschil tussen F1 en F2 4 % bedraagt, dan zal de instelling 4,04 %
minder ontvangen.
Indien dit percentage hoger is dan 5 %, dan is de sanctie gelijk aan dit percentage en dan
wordt het luik A1 verminderd met 1.5 maal dit percentage.
Indien F1 < F2, dan heeft de instelling de afhankelijkheidscategorie van één of meer
rechthebbenden ondergewaardeerd. Het RIZIV gaat dan na of de instelling wel over
voldoende personeel beschikt om te beantwoorden aan de vastgestelde normen, rekening
houdend met de verschillende afhankelijkheidscategorieën. Is dit niet het geval, dan
wordt het bedrag A1 van de tegemoetkoming met 5 % verminderd gedurende 6 maanden,
ingevolge de beslissingen die door het Nationaal College genomen worden in het kader
van de controle door het RIZIV.
4
Enkel luik 1 van de tegemoetkoming. A1 stemt overeen met de financiering van het genormeerde
personeel (B = verzorgingsmateriaal, C= palliatieve functie,…). De financiering van luik1 van de
tegemoetkoming van het RIZIV wordt berekend volgens de personeelsnormen, uitgevaardigd in artikel 9
van het MB van 6/11/2003 en op basis van de loonkosten, beoogd door artikel 13 van hetzelfde
Ministerieel Besluit. Het nieuwe profiel van de rechthebbenden van de instelling, zoals dit voortvloeit uit
de controle, heeft niet onmiddellijk een invloed, maar heeft wel gevolgen voor de eerstkomende jaarlijkse
berekening van de dagvergoeding.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
10/14
4.2. Voorbeeld
We nemen opnieuw de tabellen van ons voorbeeld:
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
0
12
4
3
3
1
23
A
1
12
8
3
1
25
Categorie na controle
B
C
2
1
4
1
18
2
12
24
1
2
37
30
Tabel 1.2. Contingentietabel
Cd
1
1
1
1
6
10
Totaal
17
22
32
43
11
125
Dit is, zoals eerder al uitgelegd, een geval waarvoor een sanctie berekend moet worden.
Onze hypothese is dat de instelling over voldoende personeel beschikt, rekening houdend
met de normen en de verdeling van de inwoners over de verschillende
afhankelijkheidscategorieën na de controle.
F1 is de som van de vergoedingsbedragen, gebaseerd op de klassering per categorie die
toegepast werd vóór de controle. Indien de financiering in 2004 een financiering
gebleven was op basis van vaste bedragen per patiënt, die verschillen naargelang de
afhankelijkheidsgraad en indien men de forfaits RIZIV van februari 2002 toegepast had
(forfaits die respectievelijk 1,54 euro, 8,92 euro, 26,76 euro, 35,54 euro en 37,32 euro
bedragen voor de categorieën 0 tot C+ in de ROB’s5), dan zou F1 als volgt berekend
worden:
Tegemoetkoming categorie 0 : 17 * 1,54 euro = 26,18 euro
Tegemoetkoming categorie A : 22 * 8,92 = 196,24 euro
Tegemoetkoming categorie B : 32 * 26,76 = 856,32 euro
Tegemoetkoming categorie C : 43 * 35,54 = 1 528,22 euro
Tegemoetkoming categorie C+: 11 * 37,32 = 410,52 euro
F1 = Som van de tegemoetkomingen van de verschillende categorieën
= 26,18 + 196,24 + 856,32 + 1528,22 + 410,52
= 3 017,48 euro
We doen hetzelfde voor F2. F2 = 2 687,94 euro. Het discordantiepercentage tussen F1 en
F2 bedraagt: (2 687,94 – 3 017,48)/ 2687,94 = - 0,12.
Aangezien het percentage (12%) hoger is dan 5%, zullen de forfaits verminderd worden
met 18 % (= 12 % * 1,5) gedurende 6 maanden.
5
In werkelijkheid is het zo dat de berekening van F1 in het kader van de nieuwe financiering enkel zal
slaan op het luik A1 van de dagvergoeding.
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
11/14
5. Limieten van het systeem
5.1. Overgang van matig naar zwak
Soms is er maar een klein verschil nodig om over te gaan van matig naar zwak. In ons
voorbeeld, volstaat het dat 4 rechthebbenden van een categorie Cd naar de categorie C
opschuiven, opdat het oordeel verschuift naar zwak.
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
0
12
4
3
3
1
23
Categorie na controle
A
B
C
Cd
Totaal
1
2
1
1
17
12
4
1
1
22
8
18
2
1
32
3
12
24
1
43
6
2
1
1
11
25
37
34
6
125
Tabel 1.10. Overgang van matig naar zwak
PO = 68/125 = 0,544
Pe = 0,234
Kappa1 : (0,544 – 0,234) / (1 – 0,234) = 0,40
5.2. Kappa hangt af van de omvang van de steekproeven
Opdat Kappa een significante waarde zou hebben, worden de controlebezoeken aan de
instellingen steeds uitgevoerd bij ten minste 50 rechthebbenden, tenzij de instelling niet
zoveel inwoners telt.
Wanneer het om een kleine instelling gaat, dan is er duidelijk een probleem van
statistische geldigheid van het oordeel (de vertrouwenskloof voor Kappa neemt toe
naarmate de omvang van de concordantietabel afneemt). Laat ons even aannemen dat een
instelling slechts 26 bedden telt. Indien er 9 classificatiefouten gemaakt werden, dan zal
dit al neerkomen op een matige beoordeling. De probabiliteit van een foute beoordeling is
dan ook groter. In ons vorige voorbeeld, hadden we 57 discordanties op de 125
beoordelingen nodig om dezelfde score qua “matige overeenstemming” te bekomen.
5.3. De aanwezigheid van alle afhankelijkheidscategorieën
Het resultaat zal eveneens verschillend zijn, indien we in de instelling alle
afhankelijkheidscategorieën aantreffen of als we ons bijvoorbeeld in een huis bevinden
dat louter RVT is (zonder categorieën 0 en A). Als we ons voorbeeld vergelijken met een
situatie waarin alleen de categorieën B, C en Cd ingevuld zijn op zo’n manier dat de Po
identiek is, dan zien de resultaten er heel anders uit:
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
12/14
Categorie
vóór controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
0
0
0
0
0
0
0
A
0
0
0
0
0
0
Categorie na controle
B
C
Cd
0
0
0
0
0
0
27
8
3
29
36
3
2
8
9
58
52
15
Tabel 1.11. Louter RVT-voorbeeld
Totaal
0
0
38
68
19
125
De Po bedraagt in de twee gevallen 0,576. De Pe bedraagt in het geval van een gemengd
RVT 0,226 en in het geval van een louter RVT : (38/125 * 58/125) + (68/125 * 52/125) +
(19/125 * 15/125) = 0,386
De Kappa1 levert 0,31 op in het tweede geval, terwijl dit nog 0,452 was in het eerste
geval!
5.4.
De omvang van de discordantie
Het probleem van de test Kappa1 is dat deze enkel het overeenstemmingspercentage meet
en niet de grootte van het verschil. Als we in ons voorbeeld aannemen dat 9
rechthebbenden met een klassering in de categorie C, die opnieuw geklasseerd waren in
een categorie B, vervolgens geklasseerd worden in de categorie 0, dan is de discordantie
in werkelijkheid groter, maar dan verandert de Kappa nauwelijks.
NB : We zullen dus 12 personen hebben in (C, 0) in plaats van 3 en 3 personen in (C,B)
in plaats van 12.
Categorie vóór
controle
0
A
B
C
Cd
Totaal
0
12
4
3
12
1
32
Categorie na controle
A
B
C
Cd
1
2
1
1
12
4
1
1
8
18
2
1
3
3
24
1
1
1
2
6
25
28
30
10
Tabel 1.12. Belang van de discordantie
Totaal
17
22
32
43
11
125
De PO is in de twee gevallen identiek (0,576), aangezien er geen wijziging is geweest van
het totale aantal onderzochte rechthebbenden of van het aantal akkoorden. De Pe in ons
voorbeeld, leverde 0.226 op en de Kappa bedroeg 0.452.
We berekenen de Pe voor het gewijzigde voorbeeld:
Pe = (32/125 * 17/125) + (25/125 * 22/125) + (28/125 * 32/125) + (30/125 * 43/125) +
(10/125 * 11/125)
= 0,217
De Kappa bedraagt (0,576 – 0,217) / (1-0,217) = 0,459
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
13/14
Het verschil tussen de Kappa’s is miniem en toch… Het is om deze reden dat Kappa2
ingevoerd werd en dat rekening gehouden wordt met de omvang van de discordantie
wanneer de eerste test een matig concordantiepercentage oplevert.
Guillaume Vandermeersch
(in samenwerking met Agnès Leclercq)
Strategische Studies & Communicatie
08/12/2003
Landsbond van de Onafhankelijke Ziekenfondsen
Kappa, mechanisme voor de controle van de financiering van de rusthuizen
14/14