Incentiver og deltagelse i en medisinsk spørreundersøkelse

Dagrun Kyte Gjøstein, Anders Huitfeldt, Magnus Løberg, Hans-Olov Adami, Kjetil Garborg, Mette Kalager, Michael Bretthauer Om forfatterne

Høy deltagelse i spørreundersøkelser, og dermed mer representative data om helse, sykdom og risiko, har bidratt til høy kvalitet på epidemiologisk forskning i Norge (1, 2) og i de andre skandinaviske land (3 – 5). Dette har gitt oss en unik mulighet til å forstå befolkningens risiko for sykdom og til å planlegge forebyggende tiltak rettet mot hele befolkningen eller undergrupper av pasienter.

I de senere år har imidlertid andelen som deltar i slike studier falt. Helseundersøkelsen i Nord-Trøndelag (HUNT) startet med et spørreskjema i 1984 – 86 som ble besvart av 89  % av de forespurte. Deltagelsen falt til 69,5  % i 1995 – 97 og til 54  % i 2006 – 08 (6). Fallende oppslutning er også sett i andre norske helseundersøkelser, som de ulike utgavene av Tromsø-undersøkelsen (7) og i mor-og-barn-undersøkelsen (8). Med fallende vilje til å delta i spørreundersøkelser de siste tiårene (1, 2, 9) er det viktig å kartlegge mulighetene for å øke oppslutningen.

Utover design og innhold i spørreskjema og følgebrev/konvolutt er det forsket særlig på tre ulike virkemidler for å øke deltagelsen: bruk av ulike måter å besvare undersøkelser på, ulike former for påminnelser (purring) og incentiver (10 – 20). Et incentiv er noe som motiverer eller stimulerer til en bestemt handling, og kan inndeles i ubetingede og betingede incentiver, der sistnevnte forutsetter deltagelse.

Intuitivt burde incentiver virke motiverende til deltagelse for dem som ellers ville latt være, men effekten i medisinske spørreundersøkelser er usikker. I flere studier har man funnet at økonomiske incentiver som gaver eller gevinster i form av utlodning, gavekort eller pengebeløp har effekt, men de fleste studiene er små, og resultatene spriker (10, 20 – 22). Sammenligning av ulike incentiver er særlig vanskelig fordi man har brukt forskjellige incentiver i ulike studier og studert effekten i ulike pasientgrupper (10). Det finnes få publiserte randomiserte studier fra Norge der man har sammenlignet effekten av forskjellige typer incentiver på deltagelsen i medisinske og helsefaglige studier, og det er sprikende konklusjoner i de studiene som finnes (21, 22).

Formålet med denne studien var å undersøke hvorvidt bruk av incentiver ga økt deltagelse i en befolkningsbasert helseundersøkelse, og eventuelt hvilket incentiv som medførte høyest svarprosent.

Materiale og metode

Spørreskjemaundersøkelsen ble gjennomført innenfor den norske delen av NordICC-studien (Nordic-European Initiative on Colorectal Cancer) (23), som inkluderte 26 417 tilfeldig utvalgte kvinner og menn i alderen 55 – 64 år bosatt i Aust- eller Vest-Agder. Disse ble randomisert 1 :  2 til screeninggruppen, som innebar invitasjon til koloskopi, eller kontrollgruppen, som ikke ble tilbudt koloskopi.

Koloskopiene ble gjennomført ved Sørlandet sykehus ved avdelingene i Arendal og Kristiansand mellom januar 2011 og juni 2014. Av de inviterte møtte 5 354 (61  %) til screeningundersøkelsen og fikk gjort koloskopi.

Spørreskjemaet

Alle som møtte til koloskopiscreening i Arendal og Kristiansand fylte ved fremmøte ut et validert spørreskjema om livsstil og risikofaktorer for kolorektal kreft (24, 25). Skjemaet var på én side og inneholdt fire domener: høyde og vekt, selvrapporterte diagnoser, røyking og familieanamnese for kolorektal kreft. Vi brukte samme skjema i spørreskjemastudien vår (e-fig 1).

Figur 1  Spørreskjemaet

Utsending og innsamling av data

I september 2014 sendte vi spørreskjemaet til et utvalg av personer som var inkludert i NordICC-studien, men som ikke hadde gjennomgått koloskopiscreening. Det var alle som var randomisert til koloskopi, men som ikke hadde møtt til undersøkelsen (enten fordi de hadde sagt nei, ikke kunne delta eller ikke hadde svart på invitasjonen) og et tilfeldig utvalg av personer fra kontrollgruppen (ikke invitert til koloskopi). I denne artikkelen kalles den første gruppen «screeninginviterte» og den andre «kontrollgruppen» (fig 2).

Skjemaet ble sendt i posten til alle inkluderte i spørreskjemastudien (rødt i fig 2). Konvolutten inneholdt informasjons- og samtykkebrev, spørreskjemaet og frankert svarkonvolutt. Ordlyden i informasjonsbrevet var tilpasset studiearmene. Brevet inneholdt også informasjon om hvordan man kunne besvare skjemaet på internett (webskjema utarbeidet av Epinion).

/sites/tidsskriftet.no/files/2016--T-15-1096-02-Ori.svg

Figur 2  Flytdiagram for NordICC-studien i Norge og utvalget som er inkludert i spørreskjemastudien (i rødt)

De som ikke returnerte spørreskjemaet innen tre uker etter utsendelse, ble kontaktet via telefon og spurt om de ønsket å delta i studien. De ble gitt ulike alternativer for besvarelse. Dersom de fortsatt hadde skjemaet hjemme, kunne de fylle det ut og returnere det, de kunne få en lenke til et webskjema på SMS eller e-post eller de kunne besvare spørsmålene direkte på telefon til vedkommende som ringte eller bli ringt tilbake på et mer egnet tidspunkt. Oppringning og eventuelt telefonintervju ble gjennomført av Epinion etter manus utarbeidet  samarbeid mellom forskerne og prosjektleder i Epinion.

Randomisering til ulike incentiver

Hver av de to studiegruppene (screeninginviterte og kontrollgruppen) ble før utsending av brevet randomisert (1 : 1 : 1) til tre ulike studiearmer (fig 3). Den første gruppen fikk intet incentiv. Den andre gruppen fikk et ubetinget insentiv, et tikroners «Flax for Året»-skrapelodd fra Norsk Tipping i brevet. Den tredje gruppen fikk et betinget incentiv – dersom de svarte, var de med på trekningen av fire nettbrett (iPad). Deltagerne i alle de tre armene ble motivert til å svare ved setningen «Ditt svar vil gi verdifull informasjon om hvordan forekomst av tarmkreft henger sammen med ulike risikofaktorer».

/sites/tidsskriftet.no/files/2016--T-15-1096-03-Ori.svg

Figur 3  Studiens design

Det var således to faktorer som kunne påvirke svarprosenten. Den første av disse var studiegruppe (screeninginviterte eller kontrollgruppe). De screeninginviterte hadde tidligere fått tilbud om koloskopi, men hadde valgt ikke å akseptere tilbudet. Deltagerne i kontrollgruppen var et tilfeldig utvalg av den generelle befolkningen i denne aldersgruppen. Siden de screeninginviterte besto av personer som hadde valgt å la være å møte til screening, kunne man her forvente en lavere svarprosent enn i den generelle befolkningen (her representert ved kontrollgruppen) (1, 25). Den andre faktoren som kunne påvirke svarprosenten var incentivarmen. I alt besto derfor studien av seks ulike grupper (fig 3) – tre studiearmer med ulike incentiver for henholdsvis screeninginviterte og kontrollgruppen.

Statistikk og styrkeberegning

Ut fra tidligere erfaringer med utsending av spørreskjema om livsstil og kolorektal kreft til tilsvarende studiegrupper antok vi at 10  % av de screeninginviterte og 60  % i kontrollgruppen ville besvare spørreundersøkelsen uten incentiver (24, 25), altså en samlet deltagelse på 35  %. Med 7 000 inkluderte hadde studien > 90  % statistisk styrke (med tosidig alfa på 0,05) til å påvise en forskjell i deltagelse mellom ikke-incentivarmen og incentivarmene på 10  % og > 80  % styrke til å påvise en forskjell på 7  %.

Statistisk signifikans ble testet med Fishers eksakte test, khikvadrattest eller t-test, avhengig av type data. Vi beregnet relativ risiko for forskjellene i svarprosent mellom randomiseringsarmene. Breslow-Day-testen for homogenitet ble brukt for å finne forskjeller mellom screening- og kontrollgruppen for de ulike incentivene. Analysene ble gjort med SAS versjon 9.2 for Windows (26).

Etikk

Studien er godkjent av regional komité for medisinsk og helsefaglig forskningsetikk. NordICC-studien er registrert i clinicaltrials.gov (NCT00883792). Besvaring av spørreskjemaet (på papir, internett eller telefon) ble ansett som samtykke til deltagelse.

Resultater

Vi sendte ut 6 795 spørreskjemaer – 3 398 til ikke-deltagere av de screeninginviterte og 3 397 til personer i kontrollgruppen. Det var ingen statistisk signifikante forskjeller i alder, kjønn eller sykehustilhørighet mellom dem som var invitert til screening og kontrollgruppen (tab 1).

Tabell 1  Deltagerkarakteristika og resultat fordelt på studiegrupper

Screeninginviterte N = 3 398

Kontrollgruppe N = 3 397

Totalt N = 6 795

Antall

(%)

Antall

(%)

Antall

(%)

Svarte på spørreskjema

1 478

(43,5)

2 227

(65,6)

3 705

(54,5)

Kjønn

 

 

 

 

 

 

Kvinne

790

(53,4)

1 173

(52,7)

1 963

(53,0)

Mann

688

(46,6)

1 054

(47,3)

1 742

(47,0)

Alder (år) (gjennomsnitt, standardavvik)

62,0

(3,0) 

61,9

(3,0) 

 

 

Screeningsenter

 

 

 

 

 

 

Arendal

627

(42,4)

927

(41,6)

1 554

(41,9)

Kristiansand

851

(57,6)

1 300

(58,4)

2 151

(58,1)

Svarte før purring

999

(29,4)

1 665

(49)

2 664

(39,2)

Svarte etter purring

479

(14,1)

562

(16,5)

1 041

(15,3)

Svarte via telefonintervju (prosent oppgitt som andel telefonsvar av alle svar)

294

(19,9)

243

(10,9)

537

(14,5)

Svarte ikke

1 920

(56,6)

1 170

(34,5)

3 090

(45,5)

Av disse: Ikke purret (manglet telefonnummer eller ble av andre praktiske årsaker ikke kontaktet av Epinion)

509

(15,0)

308

(9,1)

817

(12,0)

Etter purring hadde 3 705 av 6 795 inkluderte besvart spørreundersøkelsen (54,5  %) – 2 817 (76,0  % av respondentene) sendte tilbake det utfylte spørreskjemaet i posten, 537 (14,5  %) svarte over telefon og 351 (9,5  %) besvarte skjemaet på internett. Av de screeninginviterte var det 1 478 personer som svarte (43,5  %), sammenlignet med 2 227 (65,6  %) i kontrollgruppen (p < 0,001). Det kom 54 brev i retur fra posten. Av disse ble de med kjent telefonnummer ringt i purrerunden og kunne svare via telefonintervju eller få link til webskjema på e-post eller SMS.

Effekt av incentiver

I den incentivarmen som var randomisert til ingen premie, svarte 1 223 personer (54,0  %), i skrapeloddarmen svarte 1 214 (53,6  %) og i utlodningsarmen svarte 1 268 (55,9  %). Figur 4 viser svarmønsteret for de ulike incentivarmene hos personer i screeninginvitert- og kontrollgruppen.

/sites/tidsskriftet.no/files/2016--T-15-1096-04-Ori.svg

Figur 4  Andel som svarte på spørreskjemaundersøkelsen fordelt på screeninginviterte og kontrollgruppe og etter ulike incentiver

Det var ingen signifikante forskjeller i svarprosent mellom de ulike incentivene totalt sett (p = 0,24), heller ikke innenfor kontrollgruppen (p = 0,67) eller de screeninginviterte (p = 0,29).

Effekt av purring og svarmetode

Før purring svarte 2 664 personer (39,2  %), mens ytterliggere 1 041 (15,3  %) svarte etter telefonpurring. Andelen som svarte var høyere i kontrollgruppen både før og etter purring (fig 4), og den totale effekten av purring var høyere i kontrollgruppen enn for de screeninginviterte (henholdsvis 16,5  % og 14,1  % svarte etter purring; p < 0,001). Andelen svar avgitt i telefonintervju var 19,9  % (294 personer) blant de screeninginviterte og 10,9  % (243 personer) i kontrollgruppen (p < 0,001).

I alt 817 personer (12  %) ble ikke purret, primært fordi det manglet informasjon om telefonnummer (15  % av de screeninginviterte, mot 9  % i kontrollgruppen; p < 0,001).

Diskusjon

Resultatene fra vår studie viser at bruk av økonomiske incentiver som mindre gaver (skrapelodd) eller utlodning av større gaver (nettbrett) ikke ga økt deltagelse i en medisinsk spørreundersøkelse utført i aldersgruppen 55 – 64 år.

Deltagelsen var 54,5  %. Det er lavere enn det som er rapportert fra tilsvarende undersøkelser i Norge tidligere (1, 6, 7, 27). Våre resultater viser at de som har avstått fra å delta i koloskopiscreening (screeninginviterte), hadde lavere svarprosent enn kontrollgruppen. Andelen av de screeninginviterte som svarte (43,5  %) var likevel betydelig høyere enn de 11  % som ble observert i en lignende gruppe av ikke-møtte i en tilsvarende spørreskjemastudie om risikofaktorer for kolorektal kreft i 2006 (25). Den høyere deltagelsen blant ikke-møtte i vår studie var overraskende, da omfang og tema for undersøkelsen var nokså likt det den tidligere undersøkelsen. Mulige forklaringer kan være at vår målgruppe besto av personer som var mellom fem og ti år eldre enn i den tidligere studien, at skjemaet vårt inneholdt færre spørsmål og at vi purret dem som ikke hadde svart.

Hensikten med spørreundersøkelser er å fremskaffe innsikt som ikke bare er gyldig for dem som har svart, men for en større gruppe mennesker. Dermed ønsker man at gruppen som svarer er så «lik» den større gruppen som mulig, altså at de utgjør et representativt utvalg. Som undersøker kan man kontrollere at de som inviteres til å delta i en spørreundersøkelse er representative ved å gjøre et tilfeldig utvalg. Men man kan ikke kontrollere at de som faktisk besvarer undersøkelsen er representative.

Høy svarprosent kan være en indikasjon på et mer representativt utvalg, men det er ingen garanti for at dette er riktig. Det kan fremdeles være personer med spesielle karakteristika som i liten grad er villig til å besvare undersøkelsen, og dette kan medføre måleskjevheter sammenlignet med om alle hadde svart. For eksempel er personer med lav sosioøkonomisk status og høy forekomst av livsstilsrelaterte sykdommer ofte underrepresentert (1, 2), hvilket gir kunstig lave forekomsttall for mange sykdommer. Slike skjevheter er mer tydelige ved måling av forekomst av en tilstand enn ved måling av sammenhenger mellom eksponering og et utfall (28).

I en Cochrane-oversikt om bruk av incentiver i spørreskjemaundersøkelser (ikke bare medisinske) var det større effekt av ubetingede incentiver som kunne brukes av deltagerne uavhengig om de svarte eller ikke (som med skrapeloddet i vår studie) enn av betingede incentiver som ble utlevert når spørreskjemaet var besvart (10). Våre resultater viste ingen signifikant effekt av det ubetingede incentivet (tikronersskrapeloddet). Det stemmer godt med resultatene fra en norsk studie fra 2006, der man ikke fant økt svarprosent etter utdeling av skrapelodd (22). I en annen norsk studie fra 2012 ble det imidlertid konkludert motsatt: Det å legge ved et skrapelodd ga 10  % høyere svarprosent enn ingen premie (21).

Tilbakemeldingene fra de som utførte purringene og telefonintervjuene var at mange deltagere var høyt motivert til å svare. Mange uttrykte at tarmkreft var et tema de var opptatt av og syntes det var viktig å forske på. Vi har dermed indikasjoner på at deltagerne i vår studie i utgangspunktet var relativt høyt indre motivert for å svare. Dette kan ha bidratt til mangelen på effekt av de ytre økonomiske incentivene. Andre faktorer som kan ha bidratt til mangel på effekt av incentivene er at studien ble utført i en aldersgruppe vi kan anta er mer bemidlede enn unge mennesker, de har råd til å kjøpe nettbrett og skrapelodd selv. Spørreskjemaet var dessuten relativt kort – vi kan anta at det krever mindre ytre motivasjon enn et langt, tidkrevende skjema.

Mer enn 40  % av de screeninginviterte valgte å svare på spørreskjemaet på tross av at de hadde avslått screeningundersøkelse med koloskopi. Vår forventning var at det skulle være stor samvariasjon mellom det å avstå fra screening og det å avstå fra å besvare spørreskjemaet. At denne samvariasjonen var mindre enn forventet, kan tyde på at seleksjonsmekanismene er ulike. Det kan være helsemessige eller praktiske grunner til at man ikke fikk gjort koloskopiscreening, for eksempel jobb eller vanskeligheter med transport, men at man likevel besvarte et spørreskjema som bare tok noen minutter og kunne gjøres hjemme. Det kan også være frykt for at koloskopi skal være en ubehagelig opplevelse, mens denne mekanismen ikke spiller inn for spørreskjemaundersøkelsen.

Vi fant ingen økt svarandel ved å yte incentiver til deltagerne i denne medisinske spørreskjemaundersøkelsen – verken incentiver som betinget deltagelse eller ubetingede incentiver hadde effekt. Derimot observerte vi en vesentlig effekt av telefonpurring av deltagere som ikke hadde svart, med mulighet for å besvare undersøkelsen over telefon. Denne økningen i svarandel var særlig uttalt blant de screeninginviterte, en gruppe som er vanskelig å nå med slike helseundersøkelser.

Hvorvidt telefonpurring er mer effektivt enn postal purring, og hvorvidt alternative besvarelsesmetoder i seg selv øker deltakelsen, må imidlertid undersøkes nærmere, sammen med eventuelle metodiske, økonomiske og etiske aspekter ved ulike alternativer. Ved planlegging av nye studier i tilsvarende befolkningsgrupper kan det imidlertid være hensiktsmessig å prioritere ressurser til purring og alternative svarformer fremfor å tilby incentiver.

HOVEDBUDSKAP

Økonomiske incentiver påvirket ikke deltagelsen i denne spørreskjemaundersøkelsen om risikofaktorer for kolorektal kreft

Resultatet var uavhengig av tidligere invitasjon til koloskopiscreening og om incentivet var betinget av deltagelse

Det bør utredes hvor mye telefonpurring og telefonintervju øker deltagelsen i medisinske og helsefaglige studier

Alle forfatterne er tilknyttet K.G. Jebsen senter for kolorektal cancer.

Prosjektet ble støttet ved tildelinger fra Helse Sør-Øst, Norges forskningsråd og Kreftforeningen.
1

Amundsen B. Folk svarer ikke lenger. Bladet Forskning 2013. www.forskningsradet.no/bladetforskning/Nyheter/Folk_svarer_ikke_lenger/1253986892964 (8.10.2015).

2

Langhammer A, Krokstad S, Romundstad P et al. The HUNT study: participation is associated with survival and depends on socioeconomic status, diseases and symptoms. BMC Med Res Methodol 2012; 12: 143. [PubMed] [CrossRef]

3

Lagergren J, Bergström R, Lindgren A et al. Symptomatic gastroesophageal reflux as a risk factor for esophageal adenocarcinoma. N Engl J Med 1999; 340: 825 – 31. [PubMed] [CrossRef]

4

Smedby KE, Hjalgrim H, Melbye M et al. Ultraviolet radiation exposure and risk of malignant lymphomas. J Natl Cancer Inst 2005; 97: 199 – 209. [PubMed] [CrossRef]

5

Frisch M, Glimelius B, van den Brule AJC et al. Sexually transmitted infection as a cause of anal cancer. N Engl J Med 1997; 337: 1350 – 8. [PubMed] [CrossRef]

6

Krokstad S, Langhammer A, Hveem K et al. Cohort Profile: the HUNT Study, Norway. Int J Epidemiol 2013; 42: 968 – 77. [PubMed] [CrossRef]

7

Jacobsen BK, Eggen AE, Mathiesen EB et al. Cohort profile: the Tromso Study. Int J Epidemiol 2012; 41: 961 – 7. [PubMed] [CrossRef]

8

Magnus P, Irgens LM, Haug K et al; MoBa Study Group. Cohort profile: the Norwegian Mother and Child Cohort Study (MoBa). Int J Epidemiol 2006; 35: 1146 – 50. [PubMed] [CrossRef]

9

Galea S, Tracy M. Participation rates in epidemiologic studies. Ann Epidemiol 2007; 17: 643 – 53. [PubMed] [CrossRef]

10

Edwards PJ, Roberts I, Clarke MJ et al. Methods to increase response to postal and electronic questionnaires. Cochrane Database Syst Rev 2009; 3: MR000008. [PubMed]

11

Dillman DA, West KK, Clark JR. Influence of an invitation to answer by telephone on response to census questionnaires. Public Opin Q 1994; 58: 557 – 68. [CrossRef]

12

Dillman DA, Smyth JD, Christian LM. The tailored design method. I: Hoboken NJ, red. Internet, mail, and mixed-mode surveys: the tailored design method. Hoboken, NJ: Wiley, 2009.

13

Dillman DA, Phelps G, Tortora R et al. Response rate and measurement differences in mixed-mode surveys using mail, telephone, interactive voice response (IVR) and the Internet. Soc Sci Res 2009; 38: 1 – 18. [CrossRef]

14

Dillman DA. Why choice of survey mode makes a difference. Public Health Rep 2006; 121: 11 – 3. [PubMed]

15

Dillman DA. The Design and Administration of Mail Surveys. Annu Rev Sociol 1991; 17: 225 – 49. [CrossRef]

16

Yu J, Cooper H. A Quantitative Review of Research Design Effects on Response Rates to Questionnaires. J Mark Res 1983; 20: 36 – 44. [CrossRef]

17

Eaker S, Bergström R, Bergström A et al. Response rate to mailed epidemiologic questionnaires: a population-based randomized trial of variations in design and mailing routines. Am J Epidemiol 1998; 147: 74 – 82. [PubMed] [CrossRef]

18

Heijmans N, van Lieshout J, Wensing M. Improving participation rates by providing choice of participation mode: two randomized controlled trials. BMC Med Res Methodol 2015; 15: 29. [PubMed] [CrossRef]

19

Ronckers C, Land C, Hayes R et al. Factors impacting questionnaire response in a Dutch retrospective cohort study. Ann Epidemiol 2004; 14: 66 – 72. [PubMed] [CrossRef]

20

van der Mark LB, van Wonderen KE, Mohrs J et al. The effect of two lottery-style incentives on response rates to postal questionnaires in a prospective cohort study in preschool children at high risk of asthma: a randomized trial. BMC Med Res Methodol 2012; 12: 186. [PubMed] [CrossRef]

21

Olsen F, Abelsen B, Olsen JA. Improving response rate and quality of survey data with a scratch lottery ticket incentive. BMC Med Res Methodol 2012; 12: 52. [PubMed] [CrossRef]

22

Finsen V, Storeheier AH. Scratch lottery tickets are a poor incentive to respond to mailed questionnaires. BMC Med Res Methodol 2006; 6: 19. [PubMed] [CrossRef]

23

Kaminski MF, Bretthauer M, Zauber AG et al. The NordICC Study: rationale and design of a randomized trial on colonoscopy screening for colorectal cancer. Endoscopy 2012; 44: 695 – 702. [PubMed] [CrossRef]

24

Larsen IK, Grotmol T, Almendingen K et al. Impact of colorectal cancer screening on future lifestyle choices: a three-year randomized controlled trial. Clin Gastroenterol Hepatol 2007; 5: 477 – 83. [PubMed] [CrossRef]

25

Larsen IK, Grotmol T, Almendingen K et al. Lifestyle characteristics among participants in a Norwegian colorectal cancer screening trial. Eur J Cancer Prev 2006; 15: 10 – 9. [PubMed] [CrossRef]

26

SAS Institute Inc. Cary, NC. www.sas.com/no_no/home.html (13.5.2016).

27

Finsen V, Storeheier AH. Scratch lottery tickets are a poor incentive to respond to mailed questionnaires. BMC Med Res Methodol 2006; 6: 19. [PubMed] [CrossRef]

28

Nilsen RM, Vollset SE, Gjessing HK et al. Self-selection and bias in a large prospective pregnancy cohort in Norway. Paediatr Perinat Epidemiol 2009; 23: 597 – 608. [PubMed] [CrossRef]

Kommentarer

(2)
Denne artikkelen ble publisert for mer enn 12 måneder siden, og vi har derfor stengt for nye kommentarer.

Vilhjalmur Finsen

Jeg har med interesse lest Gjøstein og medarbeideres studie (1), der de finner at å vedlegge et skrapelodd ikke øker svarprosenten ved utsendelse av spørreskjema. Jeg er imidlertid overrasket over at forfatterne i diskusjonen ikke nevner det økonomiske insentiv som er vist å virke best: cash! Forfatterne refererer til et av våre arbeider (2) der vi fant at skrapelodd ikke hadde virkning. Vi tenkte i ettertid at forklaringen kanskje kan være at mottageren i utgangspunktet blir glad for skrapeloddet, men så straks skraper det.

Dagrun Kyte Gjøstein

Finsen fremhever flere viktige poeng rundt det praktiske og kostnadsmessige ved valg av tiltak for å øke svarprosent i medisinske spørreskjemaundersøkelser. Det er uklart om skrapelodd øker svarprosenten (1, 2), og i vår studie fant vi ingen effekt (3). Finsen har tidligere funnet at ubetingede insentiv i form av kontanter synes å ha høyere effekt enn skrapelodd, men dette forutsetter at kontantbeløpets størrelse er betydelig (4).

Anbefalte artikler