Jaargang 16 (1996)
Nummer: 2
Artikel: 130

Met dank aan Erik Stoppelenburg en Dick Raes voor hun waardevolle medewerking aan het tot stand komen van dit onderzoek.

Samenvatting

De laatste decennia hebben onderzoekers getracht om variabelen op te sporen die mogelijk bepalend waren voor suïcidaal gedrag. Op basis van deze variabelen hebben zij suïcidepredictieschalen ontwikkeld om door middel hiervan personen te identificeren die een hoger risico lopen op suïcide. Zowel de korte schaal van Pallis, Barraclough, Levey, Jenkins en Sainsbury (1982) als de lange schaal (Pallis, Gibbons & Pierce, 1984) hebben een zeer gunstige sensitiviteit en specificiteit. In twee Nederlandse ziekenhuizen is een prospectief onderzoek gedaan waarbij de lange schaal van Pallis, samen met vragenlijsten rond depressie, hopeloosheid, letaliteit van de huidige poging, interactioneel probleemoplossend vermogen en belangrijke levensgebeurtenissen, werd afgenomen bij 27 suïcidepogers. De variabele suïcide–intentie, die door Pallis et al. (1984) als predictor werd aanbevolen, werd ook in dit onderzoek opgenomen. Een jaar na het afnemen van deze vragenlijsten heeft er een follow–up plaatsgevonden waarin is nagegaan of er daadwerkelijk suïcide is voorgevallen. Geconcludeerd kon worden dat de onderzoeksgroep werd gekenmerkt door een relatief hoog suïciderisico en een hoge mate van depressiviteit en hopeloosheid. De gemiddelde letaliteit van de poging was lager dan verwacht en het interactioneel probleemoplossend vermogen erg laag. De suïcide–intentie bleek onder mannelijke suïcidepogers aanzienlijk hoger te zijn dan onder vrouwelijke. Uit de follow–up na een jaar bleek dat één patiënt, in overeenstemming met het voorspelde suïciderisico, suïcide had gepleegd. Suïcide–intentie en de combinatie tussen suïcide–intentie en suïciderisico bleken de beste predictorvariabelen voor feitelijke suïcide.

Inleiding

Suïcide is de laatste decennia een steeds belangrijkere doodsoorzaak geworden (Centraal Bureau voor de statistiek, 1993). Ging het in 1950 nog om 8,4 sterfgevallen per 100.000 personen boven de vijftien jaar, in 1993 was dit gestegen tot 12,5. In het jaar 1984 werden ruim 1900 suïcides geregistreerd, het grootste aantal in een verslagjaar sedert het begin van de suïcidestatistiek. Na 1984 is het aantal suïcides, na een lichte stijging in 1987, geleidelijk afgedaald tot 1555 in 1993.

Tussen de veertig en zestig procent van de mensen die uiteindelijk als gevolg van suïcide overlijden, heeft eerder een poging gedaan om het leven te beëindigen (Diekstra, 1989). Meer dan de helft pleegt suïcide binnen één jaar na de eerste poging en een groot gedeelte doet dit binnen drie maanden (Hengeveld, Kerkhof & Van der Wal, 1988; Suokas & Lönnqvist, 1991; Fawcett, Scheftner, Fogg et al. 1990; Dierkstra & Garnefski, 1995; Nordström, Samuelson & Åsberg, 1995).

Vanwege de beperkte financiële middelen en dito therapeutische capaciteit is het niet mogelijk de volledige, heterogene groep van mensen die een suïcidepoging doen intensieve behandeling aan te bieden. Hierom hebben onderzoekers getracht epidemiologische, demografische, biologische, sociale, psychologische, psychiatrische en suïcidale variabelen op te sporen die mogelijk bepalend zijn voor suïcidaal gedrag. Op basis van deze variabelen hebben zij suïcidepredictieschalen ontwikkeld om door middel hiervan personen te kunnen opsporen die een hoger risico lopen (Beck, Berchick, Stewart & Steer, 1990; Brunenberg, Kruyt & Schnabel, 1991; Forster, 1994).

Het probleem van de lage toevalskans

Er zijn vier mogelijke uitkomsten voor elke voorspelling van suïcide: 1. terecht ‘positieven’ (suïcide voorspellen en suïcide gepleegd), 2. onterecht ‘positieven’ (suïcide voorspellen, geen suïcide gepleegd), 3. terecht ‘negatieven’ (niet–suïcide voorspellen, geen suïcide) en 4. onterecht ‘negatieven’ (niet–suïcide voorspellen, wel suïcide). Het voorspellend vermogen van een suïcidepredictieschaal kan vastgesteld worden aan de hand van de proportie sensitiviteit en specificiteit. Sensitiviteit is het aantal correct voorspelde ‘positieven’, gedeeld door het aantal ‘positieven’. Specificiteit is het juist voorspelde aantal ‘negatieven’, gedeeld door het totale aantal negatieven. Een ideale predictieschaal heeft zowel een hoge sensitiviteit als een hoge specificiteit (beide gelijk aan 1) (Pokorny, 1983; Maris, 1991). Het nadeel is dat veel predictieschalen wel over een redelijke sensitiviteit beschikken, maar vaak een veel mindere specificiteit hebben. Dit betekent dat zij redelijk goed in staat zijn de toekomstige suïcides te voorspellen, maar dit gaat dan meestal gepaard met een onacceptabel aantal onterecht ‘positieven’ (Van Egmond, Garnefski, Jonker & Diekstra, 1990).

Suïcidepredictieschalen

In de meeste schalen zijn demografische gegevens, psychische stoornis, eerder suïcidaal gedrag, antisociaal gedrag, werk, alcohol– of drugsmisbruik, psychopathologische symptomen en lichamelijke gezondheid opgenomen. Dit geldt in mindere mate voor sociale isolatie, ernst van de huidige poging, recent verlies en voorgaande psychiatrische behandeling. Voor een belangrijk overzicht van deze literatuur verwijzen wij naar Bürk, Kurz en Möller (1985), die de constructie en validering bespreken van 15 suïcidepredictieschalen die tussen 1966 en 1984 werden gepubliceerd.

Tot op heden bestaat er geen schaal die het voorspellend vermogen van de lange schaal van Pallis, Gibbons en Pierce (1984) heeft kunnen overtreffen. Met een sensitiviteit van 1,00 kunnen alle toekomstige suïcides worden geïdentificeerd. Met een specificiteit van 0,86 zal 86% van de patiënten dat zich niet zal suïcideren als zodanig worden geïdentificeerd. Van 14% wordt dus voorspeld dat zij zich zullen suïcideren, terwijl dit in werkelijkheid niet gebeurt. Dit betekent dat, wanneer potentiële suïcideplegers een adequatere behandeling krijgen, deze 14% eveneens deze intensieve behandeling zal moeten krijgen, zonder dat daarvoor een indicatie bestaat.

In de schaal van Pallis ontbreken echter belangrijke variabelen met betrekking tot suïcidaal gedrag, namelijk eerdere suïcidepoging(en), de manier waarop men zijn leven wil beëindigen en de ernst van de suïcidepoging. Wellicht kan aanvulling met deze variabelen de predictie–validiteit verder verhogen. In deze studie wordt de validiteit van de Pallis–schaal onderzocht.

Procedure

Dit onderzoek werd gedaan bij mensen die een suïcidepoging deden en opgenomen waren in een perifeer en een academisch ziekenhuis. Zij werden door een consulent–psychiater aangemeld. Aan de ‘suïcidepogers’ werd na aanmelding een brief gestuurd of overhandigd. Hierin stonden het doel en de globale inhoud van het onderzoek beschreven. Na enkele dagen werd telefonisch contact opgenomen en werd hun gevraagd om mee te doen aan het onderzoek. Indien de patiënt telefonisch niet bereikt kon worden, werd deze schriftelijk gevraagd om zelf contact op te nemen met de onderzoekers. Het eigenlijke onderzoek bestond uit zeven vragenlijsten, waarvan er vier door de patiënt zelf konden worden ingevuld. De overige vragenlijsten werden door een psycholoog of een doctoraalstudent psychologie afgenomen. Het geheel nam ongeveer een tot anderhalf uur in beslag. De follow–up vond plaats na een jaar, in de vorm van een kort telefonisch contact met de patiënt of de huisarts.

Onderzoeksgroep

De metingen werden verricht bij 27 patiënten: 16 vrouwen en 11 mannen met een gemiddelde leeftijd van 32,6 jaar (sd 10,68). Deze patiënten waren naar aanleiding van een suïcidepoging behandeld in een van de ziekenhuizen: 19 in het academisch ziekenhuis en 8 in het perifere ziekenhuis. Alle patiënten die als gevolg van een suïcidepoging werden behandeld, kwamen in principe in aanmerking voor het onderzoek. In ongeveer 40% van de gevallen kon geen contact met de patiënt worden gelegd: de patiënten waren elders opgenomen (15% van degenen die niet deelnamen), bleken na ontslag niet meer op het opgegeven adres bereikt te kunnen worden (25%), wilden niet meedoen (25%) of kwamen wegens bijzondere omstandigheden de gemaakte afspraken niet na (15%).

Vragenlijsten

De Lange lijst van Pallis (LP; Pallis, Barraclough, Levey, jenkins & Sainsbury, 1982; Pallis, Gibbons & Pierce, 1984) is een suïcidepredictieschaal die bedoeld is voor mensen die een suïcidepoging gedaan hebben. De schaal bestaat uit 18 gewogen items en heeft een score van 66,42 tot 112,25. Als ‘cut–off point’ (geen suïcide versus suïcide) wordt een score van 86,50 aangehouden. Gemeten worden demografische variabelen, gegevens over het laatste jaar en symptomen gedurende de maand voorafgaande aan de poging. Op grond van de totaalscore wordt al dan niet suïcide voorspeld (zie bijlage).

De Modified Intent Scale (MIS; Pallis et al., 1984) is een gewijzigde versie van de Suicide Intent Scale van Beck, Schuyler en Herman (1974a). Deze schaal meet de suïcide–intentie zoals die uit gegevens omtrent de suïcidepoging naar voren komt. De score loopt van 0 tot 14 en het ‘cut–off point’ is 5. De MIS bestaat uit 7 items die gescoord worden op een drie–puntsschaal. Een hoge score betekent een hoge vastberadenheid zich te suïcideren.

De Gecombineerde LP


en MIS (CS). De scores op de lange lijst van Pallis en de Modified Intent Scale kunnen worden omgerekend tot een gecombineerde score (Bijlage bij Pallis et al., 1982, 1984). Op grond hiervan kan het suïciderisico ingedeeld worden in een laag, gematigd laag, gematigd hoog, hoog en extreem hoog risico.

De Risk–Rescue Rating (RRR; Weisman & Worden, 1974) is een methode om de letaliteit van een suïcidepoging te meten. De kans op onomkeerbare schade wordt uitgedrukt op een schaal met vijf risico– en vijf reddingsfactoren. De range loopt van 17 tot 83.

De Beck Depression Inventory (BDI; Beck, Ward, Mendelsohn, Mock & Erbaugh, 1961) is een instrument dat zowel het aantal als de ernst van depressieve symptomen meet. De BDI bestaat uit 21 vier–keuzevragen en elk item wordt gewaardeerd van 0 tot en met 3, waarbij hogere scores een ernstigere depressie inhouden. De som van de scores op elk item geeft de totale depressiescore. De range loopt van 0 (geen depressie) tot 63 (maximale depressie). Er zijn van de BDI diverse versies in omloop. In dit onderzoek werd de door Bouman, Luteyn, Albersnagel en Van der Ploeg (1985) gebruikte versie gehanteerd.

De Hopelesness Scale (HS; Beck, Weissman, Lester & Trexler, 1974b) meet de mate van negatieve verwachtingen ten opzichte van de toekomst en zichzelf. Deze schaal bestaat uit 20 items waarop men juist of onjuist kan antwoorden en waarbij elk item een score van 0 of 1 oplevert. De range loopt van 0 tot en met 20.

De Interactionele Probleemoplossingsvragenlijst (IPOV; Lange, 1984) bevat 17 items die gescoord worden op een vijf–puntsschaal. Deze vragenlijst is in Nederland ontwikkeld, gevalideerd en genormeerd. De IPOV meet het interactioneel probleemoplossend vermogen en correleert sterk met huwelijkssatisfactie. Het is de bedoeling dat beide partners de vragenlijst invullen. Zowel conceptueel als met betrekking tot de betrouwbaarheid hebben paarscores de voorkeur. Als maar één van de partners beschikbaar is, kan er toch een aanvaardbare schatting van het probleemoplossend vermogen van het paar gemaakt worden, aangezien deze vragenlijst ook voor mannen en vrouwen afzonderlijk is genormeerd. De range van de individuele scores loopt van 17 tot 85. Voor de paarscores geldt een range van 34 tot 170.

De Social Readjustment Rating Scale (SRRS ; Holmes & Rahe, 1967) inventariseert de belastende gebeurtenissen die in het jaar voorafgaand aan de meting plaatsgevonden hebben. De schaal bestaat uit 43 items (levensgebeurtenissen). De items hebben een puntenwaardering die overeenkomen met de ernst van de gebeurtenis en de tijd die nodig zou zijn om zich aan de nieuwe omstandigheden aan te passen. Volgens Hoogduin (1986) is deze gewichtstoekenning niet algemeen geldig voor de Nederlandse populatie en daarom zou er maar een beperkte betekenis gegeven kunnen worden aan de scores op deze lijst. Om toch de betekenis van de levensgebeurtenissen met elkaar te kunnen vergelijken, kan het voorkomen van deze levensgebeurtenissen zelf gescoord worden. In navolging van Hoogduin (1986) werden hierbij beschouwd:

  • verbroken relatie/scheiding;
  • andere gebeurtenissen zoals ernstige werkproblemen, ernstige financiële of justitiële moeilijkheden;
  • sterfgeval van een nabij familielid;
  • grote verandering in de gezondheid of het gedrag van een gezinslid.

Resultaten

Bij drie patiënten (16, 18, 24) was de follow–up niet mogelijk, zodat de onderzoeksgroep tot 24 werd gereduceerd. Bij de follow–up is gebleken dat één patiënt (26) zich had gesuïcideerd. Zoals te zien is in tabel 1

Tabel 1 Meetresultaten voor de follow–up van de 27 suïcidepogers. BDI = Beck Depression Inventory; HS = Hopelessness Scale; RRR = Risk Rescue Rating; LP = Lange schaal van Pallis; MIS = Modified Intent Scale; CS = Gecombineerde score LP en MIS (1 = laag risico, 2 = gematigd laag risico, 3 = gematigd hoog risico, 4 = hoog risico, 5 = extreem hoog risico); IPOV = Interactionele Probleemoplossingsvragenlijst (door cliënt ingevuld), IPOVp = idem door partner ingevuld.
patiënt geslacht leeftijd BDI HS RRR LP MIS CS IPOV IPOV p
* Lange schaal: range van 66,42 tot 112,25 (cut-off point 86,50).** Korte schaal: range van 22,52 tot 36,39 (cut-off point 27,50).
1 v 18 46 17 43 76,42 1 1 60 63
2 v 35 9 5 17 76,75 0 1 43
3 v 24 34 17 25 77,42 1 1
4 v 46 28 9 20 79,17 1 1
5 v 32 43 19 20 79,75 3 1 54
6 m 38 24 10 33 80,50 1 1 45
7 v 25 21 11 17 80,59 1 1
8 v 31 23 5 33 81,17 0 1 48
9 v 41 43 18 20 82,29 1 1 44
10 v 22 27 5 33 73,50 6 2
11 m 31 30 14 29 76,34 5 2 55 40
12 v 37 39 20 33 79,42 5 2
13 v 46 40 14 17 83,92 0 2 29 44
14 m 37 32 9 20 84,42 3 2
15 m 47 42 16 29 86,27 1 2
16 m 25 46 17 60 80,67 9 3 66
17 m 20 18 11 38 81,75 7 3
18 m 17 25 12 43 86,58 4 3
19 m 57 39 15 29 86,66 3 3
20 v 31 16 13 20 87,51 2 3 81
21 v 39 33 11 25 87,59 2 3 52 32
22 v 50 46 17 17 88,04 0 3 35 51
23 m 23 13 8 29 88,84 3 3
24 v 30 32 17 43 86,33 7 4
25 m 18 38 18 38 87,37 7 4
26 v 24 31 7 50 91,01 4 4 62 60
27 m 35 23 14 50 89,09 14 5
gemiddelde: 32,5 31,1 12,9 30,7 82,9 3,3 49,4 53
sd: 10,6 10,5 4,5 11,7 4,7 3,3 10,9 16,4

scoort deze patiënt van alle patiënten het hoogst op de lange lijst van Pallis (LP) en heeft met de gecombineerde score (CS) een hoog risico. Op deze beide lijsten heeft deze patiënt een score boven het ‘cut–off point’ (respectievelijk 86,50 en gematigd hoog). Het gaat hier om een ‘terecht positieve’ predictie: er werd een hoog suïciderisico voorspeld bij iemand die zich inderdaad suïcideert. Wat verder opvalt bij deze patiënt zijn de hoge RRR–score, de lage HS–score en de relatief lage leeftijd.

Patiënt 27 heeft echter ook een hoge LP–score, een extreem hoog risico op de CS, een zeer hoge MIS–score en een even hoge RRR–score als patiënt 26, maar hij heeft geen suïcide gepleegd. Patiënt 25 scoort op de LP ook vrij hoog, heeft op de CS een hoog risico, maar scoort lager op de RRR. Bij de patiënten 25 en 27 is er een ‘onterecht positieve’ predictie: er werd een hoog suïcide–risico voorspeld bij personen die zich later niet suïcideren. Dit geldt ook voor de patiënten 19, 20, 21, 22 en 23: allen scoren op de LP boven het cut–off point en hebben een gematigd hoog risico op de CS. Patiënt 17 scoort alleen op de CS boven het cut–off point en pleegde later geen suïcide. Op basis van de LP zijn de patiënten 1 tot en met 16 ‘terecht negatieven’ en op basis van de CS zijn de patiënten 1 tot en met 15 ‘terecht negatieven’: voor hen werd een laag risico voorspeld en zij hebben geen suïcide gepleegd. Er zijn bij beide schalen geen ‘onterecht negatieven’: er hebben geen suïcides plaatsgevonden bij patiënten met een voorspeld laag suïciderisico. Aangezien er op basis van de LP in totaal 1 suïcide correct voorspeld werd en er tevens ‘onterecht positieven’ zijn, levert dit een sensitiviteit op van 1,00 en een specificiteit van 0,70. Met de CS werd in totaal 1 suïcide juist voorspeld; er waren 8 onterecht ‘positieven’. Hier geldt dus een sensitiviteit van 1,00 en een specificiteit van 0,65.

Om na te gaan welke schalen zouden kunnen bijdragen aan de voorspelling van het suïciderisico (LP) en in welke mate deze schalen soortgelijke informatie geven als de LP, is een regressie–analyse uitgevoerd (tabel 2

Tabel 2 Stapsgewijze regressie–analyse: predictoren van suïciderisico.(df = 1,25) CS = Gecombineerde schaal van Pallis met de MIS. MIS = Modified Intent Scale.
predictor r r 2 b F significantieniveau
* Lange schaal: range van 66,42 tot 112,25 (cut-off point 86,50).** Korte schaal: range van 22,52 tot 36,39 (cut-off point 27,50).
CS 0,74 0,55 0,74 30,61 0,000
MIS 0,89 0,79 -0,69 45,09 0,000

). De LP werd hierbij gebruikt als criteriumvariabele en de CS, MIS, HS, BDI, RRR en de SRRS als predictorvariabelen. Zoals blijkt uit tabel 2 werden twee variabelen geselecteerd, namelijk de gecombineerde schaal (CS) en de Modified Intent Scale (MIS). De CS draagt voor 55% bij aan de predictie van de LP, wat te verwachten was vanwege het feit dat de CS voor een groot deel samengesteld is uit de LP. Vijfenveertig procent van de variantie van de CS is dus gerelateerd aan andere factoren dan die in de LP. De MIS en de CS voorspellen samen voor 79% het suïciderisico (LP).

Omdat de CS grote overlap vertoont met de LP is er nog een regressie–analyse uitgevoerd, maar dan zonder de CS . Hieruit bleek dat alle andere variabelen samen voor slechts 5% bijdragen aan de predictie van de LP.

In tabel 3

Tabel 3 Een inventarisatie van de belangrijkste levensgebeurtenissen bij 27 ‘suïcidepogers’ op de Social Readjustment Rating Scale (SRRS) van Holmes en Rahe (1967).(1) = verbroken relatie/scheiding. (2) = werk–, financiële, justitiële problemen. (3) = sterfgeval in nabije familie. (4) = verandering gezondheid of gedrag gezinslid.
patiënt Pallis CS Pallis LS (1) (2) (3) (4)
* Lange schaal: range van 66,42 tot 112,25 (cut-off point 86,50).** Korte schaal: range van 22,52 tot 36,39 (cut-off point 27,50).
1 laag risico 76,42 + +
2 laag risico 76,75
3 laag risico 77,42 +
4 laag risico 79,17 + +
5 laag risico 79,75 +
6 laag risico 80,50 + +
7 laag risico 80,59 +
8 laag risico 81,17 +
9 laag risico 82,29 +
10 gematigd laag risico 73,50 +
11 gematigd laag risico 76,34 + +
12 gematigd laag risico 79,42 +
13 gematigd laag risico 83,92
14 gematigd laag risico 84,42 + + +
15 gematigd laag risico 86,27 + + +
16 gematigd hoog risico 80,67 + + +
17 gematigd hoog risico 81,75
18 gematigd hoog risico 86,58 + +
19 gematigd hoog risico 86,66 + +
20 gematigd hoog risico 87,51
21 gematigd hoog risico 87,59 +
22 gematigd hoog risico 88,04 + +
23 gematigd hoog risico 88,84 + +
24 hoog risico 86,33 + + +
25 hoog risico 87,37 +
26 hoog risico 91,01 +
27 extreem hoog risico 89,09 +

wordt een overzicht gegeven van de belangrijkste levensgebeurtenissen van de 27 suïcidepogers zoals die blijken uit de Social Readjustment Rating Scale (SRRS) van Holmes en Rahe (1967). Uit de SRRS blijkt dat 85% van de suïcidepogers het afgelopen jaar één of meer ernstige problemen had, maar er is geen duidelijk verband tussen het optreden van problematische gebeurtenissen en het suïciderisico (LP).

Discussie

In dit onderzoek is nagegaan of een suïcidepredictieschaal, de lange schaal van Pallis et al. (1984) (zie bijlage) een bruikbaar middel is om personen te identificeren die de meeste kans lopen om uiteindelijk suïcide te plegen. Op basis van de lange schaal van Pallis (LP) werd de enige suïcide correct voorspeld. Er waren 7 ‘onterecht positieven’, wat een sensitiviteit van 1,00 en een specificiteit van 0,70 oplevert. Met de gecombineerde schaal (CS) werd ook deze enige suïcide correct voorspeld en kwamen er 8 ‘positieven’ uit de bus. Hier is dus een sensitiviteit van 1,00 en een specificiteit van 0,65.

Met een sensitiviteit van 1,00 zullen alle toekomstige suïcides worden geïdentificeerd. Op basis van het huidige onderzoek zou met de lange schaal van Pallis dus van 30% voorspeld worden dat ze zich zullen suïcideren terwijl dit in werkelijkheid niet plaats zal vinden. Dit betekent dat deze 30% dezelfde intensieve behandeling zal dienen te krijgen als de patiënten van wie voorspeld wordt dat ze in de toekomst suïcide zullen plegen.

Kerkhof (1985) vermeldt dat 8,7% van de mensen die een poging tot suïcide doen binnen 18 maanden overlijdt aan suïcide. In de praktijk betekent dit dat als er 100 patiënten zijn, er 8 suïcide zullen plegen en er 92 zullen overleven. Deze 8 patiënten, plus 30% van de overige 92 (= 28) patiënten van wie voorspeld wordt dat ze suïcide zullen plegen – dit is dus in totaal 36 van de 100 – dienen een intensieve behandeling te krijgen.

Wederom behaalt de lange schaal van Pallis de maximaal haalbare sensitiviteit, overeenkomstig de resultaten van Pallis et al. (1984), die onderzoek deden bij een groep van 151 ‘suïcidepogers’. Zij behaalden echter een specificiteit van 0,86, terwijl deze in het onderhavige onderzoek 0,70 is. Met de CS behaalden zij een sensitiviteit van 1,00 en een specificiteit van 0,99. Het aantal ‘onterecht positieven’ is in dit onderzoek dus aanzienlijk hoger dan in dat van Pallis et al. dit lijkt een argument te zijn voor de door Clark, Young, Scheftner, Fawcett en Fogg (1987) geopperde mogelijkheid dat de steekproef een rol speelt bij het vaststellen van het nut van suïcidepredictieschalen. Schalen zijn moeilijk te valideren als ze op basis van empirisch onderzoek ontwikkeld zijn; ze zijn dikwijls gebaseerd op een enkel cross–sectioneel onderzoek. Wellicht ligt hier een verklaring voor het soms grote verschil in de sensitiviteit en, zoals dat het geval is in het huidige onderzoek, de specificiteit tussen een oorspronkelijk onderzoek en een valideringsonderzoek of valideringsonderzoeken onderling. Herhaalde onderzoeken over de tijd heen met een breed spectrum aan variabelen zijn dan noodzakelijk om een goed en repliceerbaar predictiemodel te ontwikkelen.

Verder ontbreken in de schaal van Pallis enkele belangrijke variabelen, namelijk voorgaande suïcidepoging(en), ernst van de suïcidepoging en alcoholmisbruik. In het overzicht van Maris, Berman en Maltsberger (1992) komen deze factoren naar voren als enkele van de sterkst voorspellende variabelen van suïcide. Wellicht kan aanvulling van deze variabelen de specificiteit verder verhogen.

Uit de regressie–analyse in dit onderzoek kan geconcludeerd worden dat suïcide–intentie (MIS) en de combinatie tussen suïcide–intentie en suïciderisico (CS) de beste predictorvariabelen zijn voor het suïciderisico (LP). In overeenstemming hiermee is dat ook Bonner (1990) in zijn overzicht concludeert dat suïcide–intentie de belangrijkste predictor is voor het suïciderisico.

Zonder de CS dragen alle andere variabelen echter nauwelijks bij (5%), hetgeen inhoudt dat de lange schaal van Pallis (LP) uniek is voor informatie over het suïciderisico en dat de in dit onderzoek gebruikte variabelen daar weinig informatie aan toevoegen.

Pallis et al. (1984) namen bij 151 ‘suïcidepogers’ de LP en de CS af. De percentages waren 15,2 voor een hoog suïciderisico op de LP en 11,3 voor een hoog en extreem hoog risico op de CS. In het huidige onderzoek zijn de percentages respectievelijk 33,3 en 14,8. In de huidige onderzoeksgroep is het suïciderisico dus aanzienlijk hoger. Indien echter de suïcide–intentie meegewogen wordt, komen de beide onderzoeksgroepen redelijk overeen. Bij een aparte groep van 1174 patiënten die een poging tot suïcide achter de rug hadden werd de MIS afgenomen. Hierbij behaalde 19,5% een score van 6 of hoger, hetgeen vergelijkbaar is met het percentage in de huidige studie (22,2%).

De RRR werd door Weisman en Worden (1974) gescoord voor 95 ‘suïcidepogers’ en 5 suïcidanten. De gemiddelde score was 40 tegenover 30,78 in de huidige studie. Volgens de normen voor de IPOV (Lange, 1984) was er bij de ‘suïcidepogers’ die samenwoonden met een partner een laag interactioneel probleemoplossend vermogen en een hoge mate van ontevredenheid over de relatie.

Een andere algemene opmerking over suïcidevoorspelling is, dat de aard van suïcidevoorspelling met zich meebrengt dat men, als men beslist om een maximum aan toekomstige suïcides te identificeren, vaak genoegen moet nemen met een onacceptabel aantal ‘onterecht positieve’ voorspellingen. Als men zo weinig mogelijk ‘onterecht positieven’ wil, worden er te veel suïcides gemist (Van Egmond et al., 1990). Dit is te wijten aan een lage toevalskans: suïcide komt (relatief) weinig voor en het aantal personen dat zich suïcideert is veel kleiner dan het aantal dat dit niet doet (Brunenberg et al., 1991; Goldstein, Black, Hasrallah & Winokur, 191). Bürk et al. (1985) vermelden dat een in de praktijk waardevolle schaal een compromis zou moeten zijn tussen deze twee extremen. Zij concluderen dat het met behulp van goed geconstrueerde schalen zeker mogelijk is personen met een hoge kans op toekomstig suïcidaal gedrag te identificeren. Wellicht is de accuratesse van de voorspelling niet geheel bevredigend vanuit statistisch oogpunt, maar de risicoschalen kunnen in de klinische praktijk wel van nut zijn.

Verder is het zo dat, als men de metingen wil gebruiken om toekomstige gebeurtenissen te voorspellen, er van de vooronderstelling wordt uitgegaan, dat er geen belangrijke veranderingen plaats zullen vinden tussen de meting en de gebeurtenis (Pallis et al., 1982; Hawton, 1987). De risicofactoren zijn echter niet stabiel. Hoe langer het interval, hoe waarschijnlijker het is dat interveniërende variabelen het resultaat zullen beïnvloeden en dat de predictieve waarde van het instrument zal verminderen (Eyman, Mikawa & Eyman, 1990).

Ten slotte dienen er twee kanttekeningen te worden gezet bij het beschreven onderzoek. In de eerste plaats vanwege de kleine onderzoeksgroep. Er zijn maar 26 ‘suïcidepogers’ en er is 1 suïcidant, waardoor de conclusies op basis van de resultaten moeilijk te generaliseren zijn naar de totale groep van mensen die suïcidepogingen doen en waardoor er slechts enkele tendensen aangegeven kunnen worden. Ten tweede is het mogelijk dat er juist bij deze suïcidant een ernstige depressie is geweest, die als zodanig het grote suïciderisico al zou voorspellen (Van Praag, 1995). In toekomstig onderzoek zou betekenis van de aanwezigheid van een depressie moeten worden nagegaan. Hiermee zijn we beland bij enkele voorstellen voor toekomstig onderzoek.

Aanbevelingen voor toekomstig onderzoek

Gezien de bevindingen in dit onderzoek lijkt de lange schaal van Pallis (LP, samen met de gecombineerde schaal (CS ) en de Modified Intent Scale (MIS), het meest aangewezen voor vervolgonderzoek van suïcidepredictie. Aangezien uit enkele andere studies blijkt dat de suïcidepoging van degenen die zich later suïcideren ernstiger is dan van degenen die later alleen een poging doen (Weisman & worden, 1974; Pallis & Barraclough, 1977; Depauw, Charles & Wilmotte, 1983; Van Egmond & Diekstra, 190; Suokas & Lönnqvist, 1991) en omdat enkele scores van de Risk–Rescue Rating (RRR) in de hogere regionen van de lange schaal van Pallis (LP) vallen, zou de RRR, die de ernst van de poging meet, niettemin een belangrijke variabele kunnen zijn bij suïcidepredictie–onderzoek. Bovendien kan in het geval van een niet–fatale suïcidepoging de ernst van de poging belangrijke informatie geven voor de behandeling en het inschatten van het toekomstige suïciderisico: suïcidemethoden waarbij de tijd tussen het begin van de suïcidale handeling en de dood langer is, zijn waarschijnlijk minder letaal en kunnen de kans op ontdekking en interventie vergroten (Weisman & Worden, 1974).

Omdat in diverse studies alcoholmisbruik genoemd wordt als een van de sterkst voorspellende variabelen van suïcide (Fawcett, Scheftner, Fogg, Clark, Young, Hedeker & Gibbons, 1990; Murphy & Wetzel, 1990; Linnoila &; Diekstra, 1993) en omdat deze variabele in de schaal van Pallis ontbreekt, lijkt opname van deze variabele in een volgend onderzoek zeer aan te bevelen. Het gebruik van alcohol kan onder andere nagegaan worden met de Alcoholgebruik Inventarisatielijst (Diekstra, Van Erven, Van de Loo, Oomen, Schippers & Verstralen, 1977).

Van Egmond en Jonker (1988), Drayer (1990) en Van Egmond et al. (1990) komen tot de conclusie dat lichamelijk misbruik een belangrijke risicofactor is voor suïcidaal gedrag. Deze variabele wordt verder weinig in de literatuur over suïcidevoorspelling genoemd, maar het is wellicht nuttig hieraan aandacht te besteden.

Tevens blijkt uit diverse onderzoeken dat een voorgaande suïcidepoging een relevante voorspeller is voor latere suïcide. Percentages van suïcidepogers die later suïcide plegen variëren van 40 tot 70%. Niet alleen een geschiedenis van eerdere pogingen is belangrijk, maar ook het aantal pogingen: het suïciderisico neemt toe met iedere volgende poging (Nielsen, Wang & Bille–Brahe, 1990; Suokas & Lönnqvist, 1991; Goldstein et al., 1991; Apleby, 1992; Nordentoft & Rubin, 1993).

Daarnaast is het zo dat als voorspellers interacteren, de relatie van een factor met het suïciderisico verschillend zal zijn, afhankelijk van de status van de andere factoren. De predictie–validiteit kan bij zulke interactie–effecten aan kracht winnen, maar ook inboeten. Gezien het feit dat suïcide vooralsnog het gevolg lijkt van complexe multipele interacterende oorzaken en risicofactoren (Wilson, 1991; Moscicki, 1995), zou overwogen kunnen worden om deze interactie–effecten bij een vervolgonderzoek in een statistisch model op te nemen. Van belang is daarom tevens dat deze lijsten afgenomen worden bij een aanzienlijk grotere onderzoeksgroep, zodat het aantal suïcidepogers en suïcidanten groot genoeg is voor adequate statistische analyses en er nog meer waarde aan de resultaten kan worden gehecht. Ten slotte is het van belang te benadrukken dat het voorspellen van suïcide geen doel op zichzelf is. Aangezien suïcide een belangrijke te voorkomen doodsoorzaak is, dient suïcidepredictie–onderzoek om patiënten met een hoog risico op een herhaalde en geslaagde poging te kunnen identificeren en hun een adequate behandeling aan te bieden.

Summary

These last decades researchers have tried to detect variables that might determine suicidal behavior. On the basis of these variables suicide–prediction scales have been developed in order to identify persons running a higher risk for suicide. Both the Short Scale of Pallis, Baraclough, Levey, Jenkins and Sainsbury (1982), as well as the Long Scale (Pallis, Gibbons & Pierce, 1984) have a very good sensitivity and specificity. In two Dutch hospitals a prospective study was conducted, where Pallis’s Long Scale, together with questionnaires on depression, hopelessness, lethality of the present attempt, interactional problem solving ability and important life events, was used with 27 suicide–attempters. The variable suicide intention, by Pallis et al. (1984) recommended, was also used. A year after filling out these questionnaires, these patients were followed up to check if actual suicides had occurred. It is concluded that this sample was characterized by high suicide–risk and a high level of depression and hopelessness. The average lethality of the attempt was lower than expected and the problem solving ability was extremely low. The suicide–intention among males was much higher than among females. The follow–up after one year saw one suicide, in agreement with the predicted suicide–risk. A regression analysis was conducted to see which scales could contribute to the prediction of suicide–risk, and the extent to which the scales provide information comparable to the suicide–risk. This analysis showed suicide–intention, together with the combination of suicide–intention with suicide–risk, to be the best predictor variables for actual suicide.

Referenties

Appleby, L. (1992). Suicide in psychiatric patients: Risk and prevention. British Journal of Psychiatry, 161, 749–758.

Beck, A.T., Brown, G., Berchick, R.J., Stewart, B.L., & Steer, R.A. (1990). Relationship between hopelessness and ultimate suicide: A replication with psychiatric outpatients. American Journal of Psychiatry, 147, 190–195.

Beck, A.T., Schuyler, D., & Herman, I. (1974a). Development of suicide intent scales. In A.T. Beck, H.L.P. Resnik, & D.J. Lettieri (Eds.), The prediction of suicide (pp. 45–56). Bowie: Charles Press.

Beck, A.T., Ward, C.H., Mendelsohn, M., Mock, J., & Erbaugh, J. (1961). An inventory of measuring depression. Archives of General Psychiatry, 4, 561–571.

Beck, A.T., Weissman, A., Lester, D., & Trexler, L. (1974b). The measurement of pessimism: The hopelessness Scale. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 42, 861–865.

Bonner, R.L. (1990). A ‘MAP’ to the clinical assessment of suicide risk. Journal of Mental Health Counseling, 12, 232–236.

Bouman, T.K., Luteyn, F., Albersnagel, F.A., & Ploeg, F.A.F. van der (1985). Enige ervaringen met de Beck Depression Inventory (BDI ). Gedrag, 13, 13–24.

Brunenberg, W., Kruyt, S., & Schnabel, P. (1991). Doodsoorzaak: suïcide. Een overzicht van onderzoek naar suïcidaal gedrag in de samenleving en in de

GGZ
. Utrecht: Nederlands Centrum Geestelijke Volksgezondheid.

Bürk, F., Kurz, A., & Möller, H.J. (1985). Suicide risk scales: Do they help to predict suicidal behavior? European Archives of Psychiatry and Neurological Sciences, 235, 153–157.

Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS) (1993). Kwartaalbericht rechtsbescherming en veiligheid. Den Haag: Staatsuitgeverij.

Clark, D.C., Young, M.A., Scheftner, W.A., Fawcett, J., & Fogg, L. (1987). A field test of Motto’s risk estimator for suicide. American Journal of Psychiatry, 144, 923–926.

Depauw, Y., Charles, G., & Wilmotte, J. (1983). L’échelle risque–sauvetage et l’évaluation de suicidants. Acta Psychiatrica Belgica, 83, 549–557.

Diekstra, R.F.W. (1989). Suicide and attempted suicide: An international perspective. Acta Psychiatrica Scandivania, 80 (Suppl. 354), 1–24.

Diekstra, R.F.W. (1993). The epidemiology of suicide and parasuicide. Acta Psychiatrica Scandinavia, 87 (Suppl. 371), 9–30.

Diekstra, R.F.W., Erven, A.C.J.M. van, Loo, K.J.M. van de, Oomen, J.C.G.J., Schippers, G., & Verstralen, H.H.F.M. (1977). Denken over en aan zelfmoord. Rapporten 1 en 2: Een onderzoek naar het voorkomen van en opvattingen over suïcidaal gedrag onder het publiek. Crisisproject Vakgroep Klinische Psychologie. Nijmegen: Katholieke Universiteit Nijmegen.

Diekstra, R.F.W., & Garnefski, M.A. (1995). On the nature, magnitude and causality of suicidal behaviors: An international perspective. Suicide and Life–Threatening Behavior, 25, 36–56.

Drayer, N. (1990). Seksuele traumatisering in de jeugd. Lange termijn gevolgen van seksueel misbruik van meisjes door verwanten . Amsterdam: SUA.

Egmond, M. van, & Diekstra, R.F.W. (1990). The predictability of suicidal behavior: The results of a meta–analysis of published studies. Crisis, 11, 57–84.

Egmond, M. van, & Jonker, D.J.L. (1988). Seksueel misbruik en lichamelijke mishandeling: Risicofactoren voor (recidiverend) suïcidaal gedrag bij vrouwen. Tijdschrift voor Psychiatrie, 30, 21–38.

Egmond, M. van, Garnefski, N., Jonker, D.J.L., & Diekstra, R.F.W. (1990). Predictie van recidiverend suïcidaal gedrag bij vrouwen. Rapport uitgebracht aan het Praeventiefonds. Leiden: Rijksuniversiteit.

Eyman, J.R., Mikawa, J.K., & Eyman, S. (1990). The problem of adolescent suicide. In P. McReynolds, J. Rosen, & G. Chelung (Eds.), Advances in psychology assessment: Vol. 7 (pp. 165–202). New York: Plenum Press.

Fawcett, J., Scheftner, W., Fogg, L., Clark, D.C., Young, M.A., Hedeker, D., & Gibbons, R. (1990). Time–related predictors of suicide in major affective disorders. American Journal of Psychiatry, 147, 1189–1194.

Forster, P. (1994). Accurate assessment of short term suicide risk in a crisis. Psychiatric Annals, 24, 571–578.

Goldstein, R.B., Black, D.W. Nasrallah, A., & Winokur, G. (1991). The prediction of suicide. Archives of General Psychiatry, 48, 418–422.

Hawton, K. (1987). Assessment of suicide risk. British Journal of Psychiatry, 150, 145–153.

Hengeveld, M.W., Kerkhof, A.J.F.M., & Van der Wal, J. (1988). Evaluation of psychiatric consultations with suicide attempts. Acta Psychiatrica Scandinavia, 77, 283–289.

Holmes, T.H., & Rahe, R.H. (1967). The Social Readjustment Rating Scale. Journal of Psychosomatic Research, 11, 213–218.

Hoogduin, C.A.L. (1986). De ambulante behandeling van dwangneurosen. Deventer: Van Loghum Slaterus.

Kerkhof, A.J.F.M. (1985). Suïcide in de geestelijke gezondheidszorg. Lisse: Swets & Zeitlinger.

Lange, A. (1984). Interactionele Probleemoplossingsvragenlijst (IPOV). Deventer: Van Loghum Slaterus.

Linnoila, M., & Virkkunen, M. (1992). Biologic correlates of suicidal risk and agressive behavioral traits. Journal of Clinical Psychopharmacology, 12 (Suppl.), 19S–20S.

Maris, R.W. (1991). Introduction. Suicide and Life–Threatening Behavior, 21, 1–17.

Maris, R.W., Berman, A.L., Maltsberger, J.T. (1992). Summary and conclusions: What have we learned about suicide assessment and prediction? In R.W. Maris, A.L. Berman, J.T. Maltsberger, & R.I. Yufit (Eds.), Assessment and preduction of suicide (pp. 640–672). New York: Guilford Press.

Moscicki, E.K. (1995). Epidemiology of suicidal behavior. Suicide and Life–Threatening Behavior, 25, 22–35.

Murphy, G.E., & Wetzel, R.D. (1990). The life time risk of suicide in alcoholism. Archives of General Psychiatry, 47, 383–392.

Nielsen, B., Wang, A.G., & Bille–Brahe, U. (1990). Attempted suicide in Denmark. IV. A five–year follow–up. Acta Psychiatrica Scandinavia, 81, 250–254.

Nordentoft, M., & Rubin, P. (1993). Mental illness and social integration among suicide attempters in Copenhagen. Acta Psychiatrica Scandinavia, 88, 278–285.

Nordström, P., Samuelsson, M., & Åsberg, M. (1995). Survival analysis of suicide risk after attempted suicide. Acta Psychiatrica Scandinavia, 91, 336–340.

Pallis, D.J., & Barraclough, B.M. (1977). Seriousness of suicide attempt and future risk of suicide: A comment on Dard’s paper. Omega, 8, 141–149.

Pallis, D.J., Barraclough, B.M., Levey, A.B., Jenkins, J.S., & Sainsbury, P. (1982). Estimating suicide risk among attempted suicides: I. The development of new clinical scales. British Journal of Psychiatry, 141, 37–44.

Pallis, D.J., Gibbons, J.S., & Pierce, D.W. (1984). Estimating suicides among attempted suicides: II. Efficiency of preductive scales after the attempt. British Journal of Psychiatry, 144, 139–148.

Pokorny, A.D. (1983). Prediction of suicide in psychiatric patients: Report of a prospective study. Archives of General Psychiatry, 40, 249–257.

Praag, H.M. van (1995). Angst, agressie, depressie: Een psychologische hypothese omtrent hun onderlinge samenhang. In C.A.L. Hoogduin, P. Schnabel, W. Vandereycken, K. van der Velden & F.C. Verhulst (red.) (1995), Jaarboek voor psychiatrie en psychotherapie 1994–1995. Houten/Diegem: Bohn Stafleu Van Loghum.

Suokas, J., & Lönnqvist, J. (1991). Outcome of attempted suicide and psychiatric consultation: Risk factors and suicide mortality during a five–year follow–up. Acta Psychiatrica Scandinavia, 84, 545–549.

Weisman, M.D., & Worden, J.W. (1974). Risk–Rescue Rating in suicide assessment. In A.T. Beck, H.L.P. Resnik, & D.J. Lettieri (Eds.), The prediction of suicide (pp. 193–213). Bowie: Charles Press.

Wilson, G.L. (1991). Comment: Suicidal behavior – Clinical considerations and risk factors. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 59, 869–873.

Young, M.A., Fogg, L.F., Scheftner, W.A., & Fawcett, J.A. (1994). Interactions of risk factors in predicting suicide. American Journal of Psychiatry, 151, 434–435.

variabele categorie gewicht
* Lange schaal: range van 66,42 tot 112,25 (cut-off point 86,50).** Korte schaal: range van 22,52 tot 36,39 (cut-off point 27,50).
lange schaal * korte schaal **
1. geslacht man 7,25 6,41
vrouw 5,00 5,00
2. leeftijd 45 jaar en ouder 5,00 5,00
tot en met 44 jaar 0,67 0,12
3. aantal malen gehuwd twee maal of meer 3,58
één maal of nooit 5,00
4. arbeidssituatie met pensioen 0,42 2,40
betaalde arbeid 2,50 2,65
werkloos 3,50
anders 5,00 5,00
5. woonomstandigheden alleen 6,50 5,84
niet alleen 5,00 5,00
6. sociale klasse hogere (I-II) 8,58 6,64
lagere (III-V) 5,00 5,00
7. excessief drinken ouders ja 3,25
nee 5,00
8. familiegeschiedenis van psychiatrische behandeling ja 6,75
nee 5,00
Tijdens het laatste jaar:
9. opname in psychiatrisch ziekenhuis ja 3,17
nee 5,00
10. reductie in inkomen ja 7,08
nee 5,00
11. breuk partner ja 4,00
nee 5,00
12. suïcidale communicatie ja 8,00 7,50
nee 5,00 5,00
13. gebruik van hypnotica ja 6,25
nee 5,00
14. ruzie in de laatste 48 uur ja 3,75
nee 5,00
Symptomen binnen de laatste maand
15. gedragsretardatie ja 9,17
nee 5,00
16. verlies van energie ja 1,75
nee 5,00
17. geïrriteerdheid of woede ja 0,83
nee 5,00
18. lengte van huidige ‘ziekteperiode’ een jaar of meer 7,67
minder dan een jaar 5,00