DGEC : slagen onder de gordel ook toegestaan ?
We hebben gezien dat in 2007 een inspecteur van de DGEC niet geaarzeld heeft om na het vertrek van de getuige, aan diens proces verbaal van verhoor (PVvV) enkele belastende regels lastens de zorgverstrekker toe te voegen : het volstond om te schrijven aan de keerzijde van de door de getuige ondertekende tekst…. Lees : Hoe een inspecteur van de DGEC valse PV van Verhoor fabriceerde.
We hebben ook gezien dat in 2009 een geneesheer-inspecteur die bij de Kamer van eerste aanleg (KEA) tevergeefs een beschuldiging jegens een radioloog staande hield, bij gebrek aan argumenten in volle hoorzitting één der bijzitters (verzekeringsinstelling) tutoyeerde en om hulp vroeg. Lees : Over de onpartijdigheid van de administratieve rechtscolleges van het RIZIV… !
Meer recent, in 2010, zagen we dat een Provinciale dienst van de DGEC niet geaarzeld heeft… om een essentieel stuk uit een onderzoeksdossier te verwijderen, met het gevolg dat toen de raadsman van de zorgverlener zich op de griffie aanbood om kennis te nemen van het dossier, hij een blanco pagina vond ! Lees : Een stuk « verwijderd uit het dossier » op de griffie van de DGEC !
Maar zijn deze oneerlijke handelwijzen een eigenheid van de lagere echelons van de DGEC of vormen ze een quasi-veralgemeende manier van handelen ?
Het volgende voorbeeld zou uitwijzen dat dit vrij hoog opklimt en dat de DGEC zelfs bij de Kamer van beroep (KVB), voorgezeten door een magistraat van zeer hoge rang, keer op keer zijn gelijk tracht te halen…
De tekst hieronder is een uittreksel van aanvullende conclusies neergelegd voor een tandarts bij wie de DGEC een buitengewone extrapolatie toepaste* : op basis van een zogezegd willekeurige selectie, heeft de DGEC het ten onrechte uitbetaald bedrag geëxtrapoleerd op het geheel van het profiel !
Er was namelijk niets willekeurigs aan deze selectie : niet enkel heeft de DGEC er de meest verdachte gevallen in opgenomen, maar daarenboven – en dat is een gruwel op gebied van statistiek – heeft hij de « reguliere » gevallen achtergehouden, en bijgevolg was de steekproef geenszins representatief voor het patiënteel.
Natuurlijk heeft de DGEC getracht te verhinderen dat deze conclusies neergelegd zouden worden door naar de voorzitter van de KVB te schrijven, en bovendien heeft de dienst sowieso een recht van antwoord gevorderd.
Doch, niettegenstaande deze poging tot sabotage, heeft de voorzitter het verzoek van de zorgverlener toegestaan, maar de DGEC heeft nooit of te nimmer op deze aanvullende conclusies geantwoord : dit was trouwens het verstandigste wat hij kon doen…
In de hierna volgende tekst behelzen de termen « eiser » of « concluant » de practicus die beroep heeft aangetekend tegen de beslissing van de KEA, terwijl de « geïntimeerde » – met name de zich verwerende partij in beroep – betrekking heeft op de DGEC.
C. AARD VAN DE STATISTISCHE BESCHOUWINGEN VAN DE GEÏNTIMEERDE
Concluant streeft onaflatend naar de aanduiding van een statisticus door de KVB om de discussie op te helderen…
Deze vraag heeft hij reeds geformuleerd tijdens de zitting van 1 oktober 2009 bij de KEA, nadien in zijn verzoek om beroep, vervolgens in zijn verzoek tot het aanduiden van een expert neergelegd op 6 mei 2010, en hierna nog eens in zijn hoofdconclusies.
De geïntimeerde heeft zich systematisch verzet tegen elk dezer verzoeken… tot op de dag waarop concluant in principe geen recht meer had om te concluderen, en eerstgenoemde in zijn aanvullende conclusies zeer technische uiteenzettingen opnam, die overduidelijk de inbreng van een statisticus aantonen [1].
Echter, deze tekst – als dusdanig opgenomen in de aanvullende conclusies van geïntimeerde – kan niet aanzien worden als een onafhankelijk rapport :
a) men kent noch diens auteur noch de datum… en zelfs niet de precieze afbakening ;
b) de statisticus die de DGEC ter hulp gekomen is heeft noch concluant noch diens raadsman gehoord : zij hebben dus hun argumenten niet kunnen laten gelden ;
c) deze tekst voert geenszins een discussie over beide aanwezige thesissen : hij beoogt uitsluitend de geïntimeerde te helpen ;
d) in de briefwisseling tussen de DGEC en de statisticus heeft de DGEC duidelijk bepaalde aspecten van zijn eigen methodologie blootgegeven, die vervolgens als dusdanig werden overgenomen door de statisticus, en nadien gereïnjecteerd werden door de DGEC in zijn eigen aanvullende conclusies;
Aldus weet men thans, dat zogenaamde « reguliere » gevallen niet opgenomen werden in de basisberekening van de extrapolatiecoëffiiënt en anderzijds, dat de selectie niet het gevolg was van puur toeval.
D. KRITIEK OP DE STATISTISCHE METHODOLOGIE VAN GEÏNTIMEERDE
1. De « reguliere » gevallen werden uitgesloten van de berekeningsbasis voor de extrapolatiecoëfficiënt
Op pagina 5/8 van zijn aanvullende conclusies schrijft de DGEC :
« … waarschijnlijk moet er toegegeven worden dat niet alle gecontroleerde gevallen zich als inbreuken uitgewezen hebben… het kan dat de zorgverstrekker en zijn raadsman een vertekende perceptie hebben van de werkelijk uitgevoerde selectie vermits de reguliere gevallen niet voorkomen op het einde van het onderzoek, omdat ze niet weerhouden werden als tenlastelegging. »
Het begrip « geval » is goed omschreven op dezelfde pagina 5/8 als zijnde een patiënt (en niet een « verstrekking »).
De DGEC erkent dus – in conclusies – dat de patiënten bij wie zijn inspecteurs geen enkele tekortkoming hebben kunnen aantonen simpelweg werden uitgesloten uit de selectie « op het einde van het onderzoek ».
Natuurlijk vervalst dit volkomen de extrapolatiecoëfficiënt, vermits de selectie enkel nog de gevallen met « inbreuken » weerhoudt, en alle « reguliere » gevallen uitsluit.
2. De selectie van de gevallen is niet gebaseerd op toeval
Op pagina 4/54 van zijn Synthesenota (« Methodologie van het onderzoek ») schrijft de DGEC :
« Deze gevallen werden op willekeurige wijze geselectioneerd op basis van volgende criteria : »
En op pagina 6/8 van zijn aanvullende conclusies :
« De geïntimeerde partij is tevens van mening, net als de expert statisticus, dat op theoretisch vlak, in ideale omstandigheden, een steekproef op willekeurige wijze geselectioneerd moet worden… »
Echter, op pagina 5/8 van zijn aanvullende conclusies, erkent de DGEC dat de selectie hoegenaamd niet willekeurig gebeurde (= op basis van toeval), maar wel het resultaat was van een soort arbitraire dosering – en dus subjectief – van lichte en zware gevallen, en dit zonder dat men de criteria kent die ze van elkaar onderscheiden, noch zelfs de « verhouding » van beiden :
« … vanuit statistisch oogpunt (sic) was het absoluut rationeel en pertinent om in deze selectie een vergelijkbare hoge verhouding op te nemen van verzekerden met een hoog aantal geattesteerde verstrekkingen. »
Aldus is aangetoond dat, in tegenstelling tot wat hij oorspronkelijk beweerde, de DGEC geen toevallige selectie van patiënten heeft uitgevoerd, maar dat hij – net andersom – naar eigen willekeur de gevallen koos die hij in zijn onderzoek inlaste.
Echter, alle statistische tests die het toelaten om de parameters van een populatie (in deze het patiënteel van de eiser) in te schatten op basis van een kleine steekproef van deze populatie zijn gebaseerd op een absoluut noodzakelijke voorwaarde : de selectie moet het gevolg zijn van toeval (zij moet « willekeurig » zijn en niet de keuze – en dus noodgedwongen subjectief – van de mens !
Het is dus vastgesteld dat de DGEC gelogen heeft over dit fundamenteel aspect.
3. Gevolg van 1 en 2 supra : de extrapolatie is volkomen vertekend
Aldus wordt bevestigd wat de eisende partij sinds zijn eerste hoorzitting in 2008 steeds blijft herhalen : de selectie uitgevoerd door de DGEC is volkomen vertekend.
Door de reguliere gevallen niet in de eindtabellen van het onderzoek op te nemen – toegegeven feit in conclusies – en door te liegen over het willekeurig karakter van de selectie, vervalst de DGEC op ernstige wijze, ten nadele van de eiser, de extrapolatiecoëfficiënt.
Inderdaad, de extrapolatiecoëfficiënt – die trouwens niet minder dan drie keer verandert in de loop van het onderzoek (!) – vertaalt de verhouding van de betwiste verstrekkingen op het totaal van de nagekeken verstrekkingen.
Door enerzijds het totale aantal verstrekkingen te verlagen (door de « reguliere gevallen » niet in de eindtabellen van het onderzoek op te nemen) en anderzijds de steekproef te manipuleren (voorgesteld als een « toevallige », maar in werkelijkheid naar willekeur gekozen steekproef onder de meest verdachte gevallen), vervalst de DGEC volledig zijn rapport.
Deze bias speelt natuurlijk in het nadeel van de eiser, vermits de extrapolatiecoëfficiënt zowel de ten onrechte uitbetaalde bedragen alsook de administratieve geldboete de hoogte in drijft.
4. De waanzinnige berekeningen van de geïntimeerde
Bovendien, op pagina 4/8 van zijn aanvullende conclusies, beweert de DGEC schaamteloos dat de eiser – die een belangrijke tandarts in zijn regio is – minder dan twee patiënten per dag zou zien (sic) !
Deze nieuwe en volkomen valse bewering resulteert uit waanzinnige berekeningen : de DGEC verliest gewoon uit het oog dat het merendeel van de zorgen niet massief, in een enkele keer plaatsvindt, maar meerdere fasen of zittijden vereist.
Aldus, de vervaardiging van een prothese behoefde toen nog niet minder van 6 zittijden, een kanaalvulling neemt er soms twee of drie in beslag, enz.
En dan vooral, de patiënten met multipele cariës – of het zich nu om nieuwe cariës of recidiven handelt – hebben ze niet allemaal op dezelfde dag laten verzorgen, wat zittijden van meerdere uren zou betekenen, waardoor de patiënten de praktijk van de tandarts op hun knieën zouden verlaten !
Indien concluant – met misacht voor alle medische en administratieve regels – alle zorgen en alle fasen van deze verzorging gegroepeerd zou hebben tijdens een zelfde dag voor een welbepaalde patiënt, dan alleen zou hij misschien maar twee patiënten per dag gezien kunnen hebben… maar deze dagen zouden evenzo gevuld zijn daar de globale massa aan tandheelkundig werk exact dezelfde gebleven zou zijn !
[1] Waarschijnlijk een kennis van de Dienst gezondheidszorg van het RIZIV
__________________
* De extrapolatiecoëfficiënt, hier weergegeven onder de vorm van een percentage, vertegenwoordigt de verhouding van het ten onrechte uitbetaald bedrag (in waarde) bepaald binnen de selectie – statistici spreken hier over een « steekproef » – van patiënten
Deze coëfficiënt wordt vervolgens toegepast op het patiënteel van de zorgverstrekker – statistici spreken dan over een « populatie ».
Het belang van een zeer strikte bepaling van een dergelijke coëfficiënt springt onmiddellijk in het oog : indien hij slecht berekend is, wordt de fout vermenigvuldigd met een aanzienlijke factor.
Aldus, indien een extrapolatiecoëfficiënt van 30% toegepast op een profiel van 200.000 euro een ten onrechte uitbetaald bedrag van 60.000 euro oplevert, zal een coëfficiënt van 40% een ten onrechte uitbetaald bedrag van 80.000 teweegbrengen : het initieel klein verschil (40-30=10) vertaalt zich in een verschil van 20.000 euro !
Het is evident dat indien men de administratieve geldboete erbij betrekt, het verschil nog groter wordt.
Waar komt deze extrapolatiecoëfficiënt vandaan ?
Hij kan, in bepaalde gevallen, ontstaan vanuit de bekentenissen van de zorgverstrekker : indien een geneesheer bekent dat hij 20% van de huisbezoeken niet heeft afgelegd, dan is dit getal de extrapolatiecoëfficiënt : 20% van de huisbezoeken zijn ten onrechte uitbetaald.
Inmiddels, in de zaak in kwestie, heeft de DGEC – officieel ten minste – een willekeurige patiëntenselectie uitgevoerd – voorwaarde sine qua non opdat een kleine steekproef representatief zou zijn met een toereikende waarschijnlijkheid, maar niet volledig (95%) – en heeft vervolgens de verhouding berekend :
___Handelingen verworpen in waarde/Totaal van de handelingen uit de selectie in waarde
Het « volstaat » vervolgens om deze verhouding of deze coëfficiënt toe te passen op het profiel om het theoretisch ten onrechte uitbetaald totaalbedrag (met een waarschijnlijkheid van 95%) te bekomen..
Deze methode verondersteld echter eerbied voor de zeer strikte statistische normen :
a) vermits het zich om een kleine steekproef handelt (30 patiënten of « gevallen »), moet deze imperatief het resultaat zijn van het toeval : de DGEC mag niet de gevallen « kiezen » die hem goed uitkomen, en andere links laten liggen !
b) de populatie (of het patiënteel) moet imperatief homogeen zijn ten aanzien van de geteste parameter (1) ;
c) indien de populatie niet homogeen is, dient men de steekproef te « stratifiëren », hetgeen de tussenkomst van een (bio)statisticus noodzakelijk maakt, want de techniek is vrij ingewikkeld ;
Aldus, vond men in dit dossier een mengeling van kinderen met melktanden, bejaarde patiënten die partiële of volledige prothesen dragen [2], raadplegingen, radiografieën, « lichte » gevallen met betrekking tot vullingen en « zware » gevallen, meerbepaald nieuwkomers die geen woord Frans spreken en die ervan profiteren om in België hun gebit op te kalefateren…
Deze « zware » gevallen zijn natuurlijk meer « verdacht » vanuit een politioneel oogpunt : het is normaal dat de DGEC denkt dat een fraudeur eerder fictieve verstrekkingen gaat toevoegen op een patiënt met talrijke vullingen, dan bij een bijna gezonde patiënt.
inmiddels, door te opteren om aan de « zware » gevallen meer belang te hechten, heeft de DGEC de resultaten van zijn onderzoek volledig vervalst.
Indien hij wenste om extrapoleerbare resultaten [3] te verkrijgen, had de DGEC beroep moeten doen op een biostatisticus vanaf het begin van zijn studie : het handelt zich namelijk over een professioneel vraagstuk, dat bekwaamheid vereist waarover de geneesheer-directeur, en de jurist van de DGEC toegegeven hebben niet te beschikken.
[1] Aldus zou het niet serieus zijn om een onderzoek te voeren naar de gemiddelde frequentie van seksuele betrekkingen van Belgen uitgevoerd op een steekproef van maar 30 Belgen tussen 0 en 99 jaar, willekeurig gekozen, zonder te stratifiëren volgens leeftijd !
De schatting gerealiseerd bij het begin van een gewone willekeurige selectie dezer aard zou volkomen vervalst zijn door de belangrijkheid van twee groepen van Belgen die in principe geen enkele seksuele relatie hebben : kinderen en hoogbejaarden.
Het is aldus perfect mogelijk dat in een kleine steekproef (bijv. een dertigtal personen) het toeval een meerderheid van Belgen uitpikt onder de 13 of boven de 75 jaar : men zou dan komen tot een schatting van de gemiddelde frequentie van seksuele betrekkingen der Belgen die nabij nul ligt en dus ver weg van de realiteit.
Men dient dus de populatie te ontleden in evenveel « groepen » als er bevolkingsgroepen zijn waarvan men reden heeft om aan te nemen dat het zich om homogene ondergroepen handelt met betrekking tot de geteste parameter : in het aangehaalde voorbeeld behelzen kinderen en hoogbejaarden klaarblijkelijk een aparte groep.
[2] En die bijgevolg geen vullingen meer nodig hebben…
[3] En dan nog… met een waarschijnlijkheid van 95% !