Fysische diagnostiek - lumbosacrale radiculaire prikkelingsverschijnselen

Groningen, april 1999,

Oosterhuis heeft in zijn zeer interessante artikel de resultaten van onderzoeken over sensitiviteit, specificiteit en diagnostische waarde van de proef van Lasègue in tabel 1 samengevat (1999:617-20). Bij lezing van de geciteerde artikelen valt op dat het in de titel vermelde attribuut ‘ischias’ niet alijd voorkomt bij de beschreven patiënten. Spangfort vermeldt expliciet dat deze klacht bij 5 patiënten niet voorkwam (bladzijde 18).1 Kerr et al. vermelden dit voor 1 patiënt in de indexgroep en 2 patiënten in de controlegroep.2

Bij het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh worden gegevens en berekeningen met 4 deelgroepen (< 30 g, 30-59 g, 60-90 g en controlegroep) in 3 regels beschreven.3 De lezer mag verlangen dat bij meta-analytische tabellen per rij attributen van dezelfde orde worden gebruikt.4 Bij het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh was het duidelijker geweest als een extra regel genomen was voor de controlegroep van de complementaire groep.

Bij het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh3 zijn de correcties van Oosterhuis (weglaten van 214 patiënten) uitgevoerd voor de berekening van de sensitiviteit en de specificiteit, maar niet voor de aantallen patiënten bij het 1e en 3e onderzoek. Het tweede getal 830 is in het artikel niet terug te vinden. Waarschijnlijk bedoelt Oosterhuis 835. Dit is eveneens een niet-gecorrigeerd getal.

Deze getallen gelden alleen voor de berekening van de sensitiviteit. Voor de berekeningen van de diagnostische waarde worden echter ook de gegevens van de controlegroep gebruikt. Het aantal patiënten waarop deze berekening betrekking heeft, is dus 126 hoger (met correctie 101).

Het vermelden van slechts 1 getal voor het aantal patiënten is verwarrend door het gebruik van de verschillende orde van attributen in één regel bij het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh.3

Bij het onderzoek van Jönsson et al. is de grootte van de groep patiënten niet 100, maar 300.5

In het indrukwekkende onderzoek van Spangfort worden 2377 patiënten beschreven (bladzijde 14).1 Het getal van 2504 in tabel 1 slaat op het aantal operaties. Het verschil wordt veroorzaakt doordat 4,9&percnt; van de operaties 2e operaties waren en 0,2&percnt; 3e operaties.

In tabel 1 trekken de sensitiviteit- en specificiteitwaarden bij het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh de aandacht.3 Het achter elkaar voorkomen bij 3 onderzoeken van identieke uitkomsten voor sensitiviteit en specificiteit is uiterst onwaarschijnlijk. Grof geschat bedraagt deze kans 0,000001. De specificiteit refereert aan een controlegroep. Bij het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh,3 wordt 3 maal een specificiteit genoemd, terwijl in het artikel slechts 1 controlegroep van 126 patiënten wordt genoemd (met correctie 101).

Bij het onderzoek van Spangfort hebben, zoals gezegd, de getallen betrekking op operaties (2504) en niet op patiënten (2377) en wordt uitdrukkelijk vermeld dat het attribuut ‘ischias’ bij 5 patiënten niet aanwezig was.1 Voor beide getallen wordt de verdeling over de groepen met en zonder hernia niet gegeven. Derhalve is de specificiteit van de proef van Lasègue niet goed te berekenen, tenzij men hierover veronderstellingen maakt.

Het vermelden van de sensitiviteit zonder specificiteit is zinloos. Bij complementaire waarden is de oddsratio 1 en is er dus geen verband.6 De getallen van Kortelainen et al.7 kunnen dus beter uit de tabel worden weggelaten.

Bij de specificiteiten van het onderzoek van Kerr et al.2 en Jönsson et al.5 zijn de verwijzingen naar de controlegroepen verwisseld.

De volgende conclusies kunnen worden getrokken: tekstvergelijking is belangrijk om de juistheid, relevantie en betekenis van de gepresenteerde getallen en attributen te bepalen. In meta-analytisch getinte tabellen is het gewenst per regel alleen gegevens te gebruiken met attributen van dezelfde orde. Het vermelden van het totale aantal patiënten geeft weinig idee van het onderzoek. Beter is het de omvang van de indexgroep en de controlegroep, en bij correcties de literatuurgetallen te vermelden. Het vermelden van de literatuurgetallen, die gebruikt worden als uitgangspunt bij de berekeningen, maakt het de geïnteresseerde lezer mogelijk de gepresenteerde getallen te controleren.

Haren, mei 1999,

Collega Knol plaatst een aantal kritische kanttekeningen, die vooral de cijfers van tabel 1 betreffen. Op enkele punten moet ik hem gelijk geven: het symptoom ‘ischias’ kwam in het onderzoek van Spangfort bij 5 van de 2377 patiënten (2504 operaties) niet voor en bij Kerr et al. ontbrak dit bij 1 van de 100 patiënten &lsqb;voor referenties zie de brief van Knol&rsqb;. Er zijn nog enkele andere kleine verschillen met de getallen in de artikelen, die mij voor de trend van het betoog van weinig belang lijken.

Wel van belang zijn enige verschrijvingen in tabel 1 en een drukfout, die mij bij de correctie kennelijk is ontgaan. Dit betreft vooreerst het onderzoek van Hakelius en Hindmarsh, waarbij de waarden vermeld onder specificiteit ten onrechte dezelfde zijn als die onder sensitiviteit. Ik heb daarom een nieuwe tabel gemaakt waarin deze en enkele andere gegevens zijn verbeterd &lsqb;bl. 1400&rsqb;.

De nieuwe waarden voor Hakelius en Hindmarsh zijn berekend uit de groep van 214 andere aandoeningen. Hun mededeling over 126 patiënten met een negatieve Lasègue-uitslag kan ik niet goed plaatsen. De controlewaarden van Kerr et al. en Jönsson et al. zijn niet verwisseld, maar wel de voetnootsymbolen in de tabel. Jönsson et al. hadden 100 patiënten met een geverifieerde hernia nuclei pulposi (HNP) en 200 met een andere aandoening waaruit de specificiteit is berekend. Knol heeft ook wel gemerkt dat het vaststellen van de specificiteit van de Lasègue-proef uit de beschikbare artikelen niet op ideale gegevens berust. Dit is het probleem bij vrijwel alle onderzoeken naar de waarden van diagnostische symptomen. Ik dank hem voor zijn corrigerende opmerkingen.

Rotterdam, april 1999,

In het overzichtsartikel van Oosterhuis betreffende fysische diagnostiek van lumbosacrale radiculaire prikkelingsverschijnselen lijkt een fout te staan. De cijfers van Hakelius en Hindmarsh &lsqb;voor referentie zie de brief van Knol&rsqb; betreffende de sensitiviteit van de proef van Lasègue kloppen niet met de waarden in het geciteerde artikel. Zonder weglating van de 214 patiënten met ‘andere aandoeningen’ kom ik op de volgende waarden: Lasègue < 30°: 600/1467 = 0,41; Lasègue 30-60°: 629/1467 = 0,43; en Lasègue 60-90°: 182/1467 = 0,12. Of, anders geformuleerd: Lasègue < 30°: 600/1467 = 0,41; Lasègue < 60°: 1229/1467 = 0,84; en Lasègue < 90°: 1411/1467 = 0,96.

In het artikel van Oosterhuis wordt niet duidelijk hoe de omgekeerde Lasègue-proef zou moeten worden uitgevoerd. In de geciteerde publicatie van Christodoulides wordt passieve flexie van de knie genoemd als rektest voor de N. femoralis. De uitlopers van deze zenuw (de N. saphenus) lopen ter hoogte van de knie min of meer in de draaias van de knie, zodat het niet denkbaar is dat de zenuw daardoor sterk wordt gerekt. Dat de test toch pijn kan veroorzaken bij een radiculair syndroom is niet zo verwonderlijk. Door spanning in de M. rectus femoris kantelt het bekken voorover en neemt de lordose toe. Daarmee is wellicht ook verklaard dat de test pijn kan veroorzaken bij protrusies op andere niveaus. Zou een passieve extensie van de heup niet een logischer rektest zijn voor hooglumbale wortels?

Haren, mei 1999,

Ik dank collega Mens voor zijn kritische opmerkingen. Het artikel van Hakelius en Hindmarsh &lsqb;voor referentie zie de brief van Knol&rsqb; geeft voor zijn totale patiëntengroep (n = 1833) een positieve Lasègue bij 77&percnt; van de patiënten; zonder de 214 andere aandoeningen zou dit 1411/1610 = 87&percnt; zijn. Het door Mens vermelde aantal van 1467 kan ik niet vinden: dit zou in zijn beschouwing 1833 moeten zijn. Omdat tabel 1 slaat op operatief bevestigde of uitgesloten HNP's, had ik de 214 patiënten weggelaten. Waarschijnlijk is het wel juister om de groepen niet apart te beschouwen, maar de genoemde afkappunten op de gehele groep te laten slaan. De waarden voor de sensitiviteit worden dan: Lasègue < 30°: 600/1619 = 0,37; Lasègue < 60°: 1229/1619 = 0,76; Lasègue < 90°: 1411/1619 = 0,87. Ik heb deze waarden in de nieuwe versie van tabel 1 opgenomen &lsqb;bl. 1400&rsqb;.

In het artikel van Christodoulides wordt bij de patiënt in buikligging de knie passief geflecteerd, tot de dij wordt bereikt. Blijkbaar is de test positief als ergens in dit bewegingstraject pijn aan de voorkant van het been wordt gevoeld. Dat hierbij een lordose optreedt door spanning van de M. rectus femoris wordt niet vermeld, maar dit is niet onmogelijk. De rek die bij deze proef optreedt, betreft vooral de rami cutanei anteriores van de N. femoralis, ontspringend aan de wortels L3 en L4, terwijl de N. saphenus vooral de voorzijde van het onderbeen innerveert. Het bijzondere van de mededeling in dit artikel vond ik dat bij de omgekeerde Lasègue-proef kennelijk ook de wortel van L5 gerekt kan worden bij patiënten die ook reeds een sterk positieve Lasègue-uitslag hadden.

De standaardprocedure voor de omgekeerde Lasègue-proef is als volgt: bij de patiënt in zijligging de heup 30° extenderen en het onderbeen buigen in de knie (tot 120° bij ouderen). Binnen deze grens mag geen pijn aan de voorkant van het bovenbeen optreden. Behalve bij hoge HNP's (relatief zeldzaam) is deze test vooral positief bij de neuritis femoralis dan wel de lumbale plexusneuritis, maar ook bij meralgia paraesthetica.

Maastricht, mei 1999,

In de rubriek ‘Voor de praktijk’ schreef Oosterhuis over lumbosacrale radiculaire prikkelingsverschijnselen bij discushernia. Een relevantere diagnose dan discushernia's per se, die frequent voorkomen bij asymptomatische individuen,1 is zenuwwortelcompressie door een discushernia. Ook worden wortelprikkeling en -compressie onterecht vaak gelijkgeschakeld. Terwijl de proef van Lasègue als teken van zenuwwortelprikkeling geldt, wordt deze vaak gebruikt om zenuwwortelcompressie vast te stellen.

De anamnese is van veel groter belang dan het artikel van Oosterhuis doet vermoeden, dat met uitzondering van pijn bij abdominale drukverhoging gericht is op de fysische diagnostiek. In eigen onderzoek bleek de anamnese aan de waarschijnlijkheid van wortelcompressie in belangrijke mate te kunnen afdoen, met weinig toegevoegde waarde voor het lichamelijk onderzoek.2 Zo bleek de proef van Lasègue wel een redelijke relatie met zenuwwortelcompressie te hebben, maar indien men eerst de anamnese afneemt, blijkt de toegevoegde voorspellende waarde van de proef beperkt te zijn.

De door Oosterhuis gerefereerde bevindingen zijn op 2 publicaties na afkomstig uit de tweede lijn. Talloze publicaties laten zien hoe tweedelijnsonderzoek een overschatting van de sensitiviteit en een onderschatting van de specificiteit geeft van tests voor de eerste lijn.3 Overigens hebben wij zojuist het door Oosterhuis aanbevolen - in casu echter veeleer transversale dan prospectieve - onderzoek bij patiënten in de eerste lijn afgerond.34 Bovendien zijn de schattingen van de diagnostische waarde in de tweede lijn vertekend, doordat een vergelijking van de testuitslagen met de gouden standaard voor alle patiënten niet vanzelfsprekend was.5 Dit wordt geïllustreerd door de talloze onderzoeken met operatieve verificatie als gouden standaard, die nauwelijks werd toegepast bij patiënten met normale klinische bevindingen.

Overigens is ons de test waarbij verergering van radiculaire pijn optreedt bij druk op de V. jugularis beiderzijds niet bekend onder de naam ‘proef van Queckenstedt’ (een procedure met jugulariscompressie bij lumbaalpunctie),6 maar onder de naam ‘proef van Naffziger’.6 Bovendien was er in ons onderzoek bij een positieve gekruiste Lasègue-proef geen slechtere prognose en kan dit teken niet als waarschuwingssignaal gelden.2 Ook had pijn bij drukverhogende momenten niet de pathognomonische waarde die Oosterhuis op basis van zijn jarenlange klinische ervaring eraan toedicht. De door de jaren in de tweede lijn ervaren samenhang tussen testuitslagen en een bepaald ziektebeeld kan zijn versterkt door de selectie die in de eerste lijn reeds op basis van de tests heeft plaatsgevonden.

Voor de waarde van anamnese en lichamelijk onderzoek blijkt in de literatuur veel te weinig aandacht te bestaan. Mogelijk bestaat de vooronderstelling dat onze kennis ter zake, zoals ook vastgelegd in tal van leerboeken, zowel compleet als ‘evidence-based’ is. Helaas blijkt uit de publicatie van Oosterhuis ook dat deze opvatting niet terecht is.