Veertien jaar screening op cervixcarcinoom in een huisartspraktijk

Zaanstad, november 1992,

Tijdens de afronding van ons onderzoek naar de redenen voor het niet deelnemen aan het bevolkingsonderzoek naar baarmoederhalskanker in Zaanstad hebben wij de artikelen van Van Gerven et al. en Spee et al. met veel interesse gelezen (1992; 2323-6 en 2327-31. Wij zijn het eens met de teneur van beide artikelen, nl. dat (goed) onderzoek noodzakelijk is om tot een juiste evaluatie van het bevolkingsonderzoek naar baarmoederhalskanker te komen. De onderzoeken kunnen echter plaats(en misschien) tijdgebonden zijn, althans als een vergelijking wordt gemaakt tussen de Zaanse resultaten en die in genoemde artikelen.

Afgelopen maanden is in 5 huisartsenpraktijken in Zaanstad onderzoek gedaan naar de deelname aan het bevolkingsonderzoek naar baarmoederhalskanker en vooral naar de redenen om niet deel te nemen. Hiertoe werden per praktijk (door de huisarts) de vrouwen geselecteerd die in 1991 door de gemeente waren uitgenodigd. Vervolgens werd gekeken of de vrouw in het kader van het bevolkingsonderzoek een uitstrijkje heeft laten maken of niet. Van de vrouwen die niet aan het bevolkingsonderzoek hebben meegedaan werd een profiel opgesteld aan de hand van de kenmerken geboortejaar, geboorteland, burgerlijke staat, verzekeringsvorm en postcode, alsmede van de redenen voor het niet deelnemen (voor zover bekend bij de huisarts). Er werd onderscheid gemaakt tussen beschermde non-respondenten en niet-beschermde non-respondenten. Onder ‘beschermd’ werd verstaan: onder controle van huisarts of specialist, in 1989, 1990 of 1991 in een ander kader een uitstrijkje laten maken, of operatie (verwijdering baarmoederhals) ondergaan. Van de totale onderzochte groep (587 vrouwen) had 42,2% een uitstrijkje in het kader van het bevolkingsonderzoek laten maken, 32,2% (189 vrouwen) deed niet mee, maar was wel beschermd en 25,6% (150 vrouwen) bleek niet beschermd te zijn.

Door middel van een ‘case-control’-benadering is het profiel van de beschermde non-respondenten vergeleken met dat van de niet-beschermde non-respondenten. Uit univariate en multivariate analyses kwam naar voren dat er een significante samenhang bestaat tussen het niet beschermd zijn enerzijds en het geboorteland en de burgerlijke staat anderzijds. Niet-beschermde non-respondenten zijn vaker in een ander land dan Nederland geboren en (of) wonen vaker (weer) alleen dan beschermde non-respondenten. De factoren postcode (woonwijk), geboortejaar en verzekeringsvorm bleken geen rol te spelen.

Deze resultaten lijken niet overeen te komen met die uit de onderzoeken in Oss en Noord-Limburg. Alleen in Oss bleek leeftijd een significante rol te spelen in de beschermingsgraad. Zijn de resultaten van dergelijke onderzoeken alleen bruikbaar voor de regio waarin het onderzoek verricht is?

Oss, december 1992,

De collegae Rozema en Van den Berge vergelijken de resultaten uit Zaanstad met onze onderzoeksresultaten. Zij constateren – in afwijking van onze onderzoeksgegevens – dat zowel bij buitenlandse als bij alleenstaande vrouwen de beschermingsgraad lager is. Zij vragen zich af of dit samen kan hangen met de regio waar deze vrouwen wonen.

Wij denken echter dat Zaanstad niet met Ons Medies Centrum mag worden vergeleken en dat daarover derhalve op grond van deze onderzoeken geen uitspraak kan worden gedaan. Allereerst hebben wij geen onderzoek gedaan naar de invloed van de burgerlijke staat op de deelname en de beschermingsgraad. Ten tweede is de opzet in Zaanstad en op Ons Medies Centrum wezenlijk verschillend. In Zaanstad verzorgt de gemeente de oproepen. Op Ons Medies Centrum werden de patiënten persoonlijk uitgenodigd voor een uitstrijk tijdens het eerste spreekuurcontact, dan wel schriftelijk opgeroepen bij vervolguitstrijken. Bovendien werden vrouwen die niet hadden gereageerd op een oproep regelmatig hierop gewezen en hun werd alsnog de gelegenheid geboden een uitstrijkje te laten maken. Het ontbreken van een verband tussen etnische achtergrond en deelname aan de screening op Ons Medies Centrum is vermoedelijk te danken aan deze persoonlijke benaderingswijze, die kenmerkend is voor een oproepsysteem in handen van de huisarts.

Venlo, januari 1993,

Zo groot lijken de verschillen nu ook weer niet tussen ons onderzoek in Noord-Limburg en dat in de Zaanstreek. Ook wij vonden dat er geen verschillen waren in beschermingsgraad per woonplaats, naar geboortejaar en verzekeringsvorm. Geboorteland en burgerlijke staat werden door ons niet onderzocht als risico-indicatoren. In de door ons gehanteerde opzet was dat niet mogelijk. Wel blijkt er verschil te zijn in beschermingsgraad. De beschermingsgraad van de doelgroep was in de regio GGD Zaanstreek 74% tegen 83% in de regio Noord-Limburg.

Leiden, december 1992,

Spee en Van Gastel presenteerden een evaluatie van het bevolkingsonderzoek naar cervixcarcinoom (1992;2327-31). Daarin stellen zij: ‘de ongunstige effecten (van het bevolkingsonderzoek) bestaan uit het op indringende wijze confronteren van grote groepen gezonde vrouwen met de ziekte baarmoederhalskanker door het sturen van oproepkaarten, het maken van uitstrijkjes en het uitvoeren van een vervolgonderzoek’. De definitie van ‘ongunstig effect’ zoals door de schrijvers gebruikt, zal ongetwijfeld niet door iedereen onderschreven worden. Voor het berekenen van het aantal vrouwen die vervolgonderzoek moeten ondergaan, gebruiken zij jammer genoeg niet hun eigen cijfers, maar die van de proefregio's.1 Zij schatten op basis daarvan dat er in Noord-Limburg 185 vrouwen een vervolgonderzoek moeten ondergaan, terwijl wij op basis van hun tabel 2 kunnen uitrekenen dat het werkelijke aantal 169 is. Het zou interessanter zijn geweest om te weten wat de follow-up en de behandeling van deze 169 zijn geweest.

Er zijn verschillende bezwaren tegen het gebruik van de gemiddelde waarden van de proefregio's om effecten van het bevolkingsonderzoek in Noord-Limburg te schatten, om te beginnen de urbanisatiegraad, die de scores sterk beïnvloedt.2 Zo zien wij dat er zelfs tussen de drie proefregio's onderling grote verschillen zijn.1 Voor de berekeningen werd niet naar urbanisatiegraad gecorrigeerd. Daar komt nog bij dat het oude bevolkingsonderzoek wat organisatievorm betreft fundamenteel verschilt van het nieuwe, waarbij voor het eerst de huisartsen werden ingeschakeld voor het maken van de uitstrijkjes. Wat dit heeft betekend, konden wij in het Leidse onderzoek analyseren. In de Leidse regio bestond de unieke situatie dat de vierde ronde van het oude bevolkingsonderzoek naadloos overging in het nieuwe.3 De meerwaarde van de huisarts werd zichtbaar in de hogere scores ernstige afwijkingen (sterke dysplasie of meer), zowel cytologisch als histologisch. De lage drempel van de huisartsenpraktijk, met name bij de ‘high-risk’-groepen, was waarschijnlijk een belangrijke factor. Het lijkt erop dat vrouwen die voorheen niet aan het bevolkingsonderzoek deelnamen, zich met de nieuwe aanpak wel lieten onderzoeken. In dit kader kan men er zelfs voor pleiten, dat iedere tien jaar de opzet van het bevolkingsonderzoek verandert om andere groepen in het onderzoek te krijgen.

Voor het nieuwe Leidse bevolkingsonderzoek berekenden wij op dezelfde wijze als Spee en Van Gastel, gebruik makend van de werkelijke en dus niet van geschatte cijfers, het percentage vrouwen die in de Leidse regio een vervolgonderzoek moesten ondergaan. Dit was op 13.675 vrouwen 1,35%, eveneens 185 vrouwen, van wie er slechts 76 naar de specialist werden verwezen. Er werden 26 vrouwen door de gynaecoloog behandeld voor een sterke dysplasie of carcinoma in situ. Ten slotte werd bij 4 vrouwen een invasief carcinoom gevonden, terwijl in het oude bevolkingsonderzoek geen enkel invasief carcinoom werd gedetecteerd.

Venlo, januari 1993,

Behalve de ongunstige effecten die worden geciteerd door Boon et al., noemen wij in ons artikel ook het hoge aantal fout-positieve uitslagen bij de screening als een ongunstig effect. Daarbij gaat het niet alleen om de vrouwen bij wie na vervolgonderzoek geen afwijking aanwezig blijkt te zijn, maar ook om de groep vrouwen bij wie de afwijking spontaan zou zijn genezen na verloop van tijd. Dezen zijn niet te onderscheiden van vrouwen met een ‘echte’ positieve uitslag en worden dus ook behandeld. Het gaat om niet geringe aantallen, zo blijkt uit schattingen van Van Ootmarssen en Habbema.1 Boven 34 jaar zou in 40% van de gevallen spontane regressie optreden. Onder de leeftijd van 34 jaar zou dit zelfs bij 84% het geval zijn.

Wat betreft het gebruik van de cijfers uit de proefregio's willen wij het volgende opmerken. Boon et al. wijzen er terecht op dat de door ons gehanteerde schattingen globaal zijn. Ze voldoen echter naar onze mening uitstekend voor het doel waarvoor ze bedoeld zijn. Als regionale instantie hadden wij behoefte aan een overzicht van de effecten van het bevolkingsonderzoek. Het cijfermateriaal van het kosten-effectiviteitsrapport en van de proefregio's had een aantal voordelen.2 Er waren gegevens van drie ronden van het bevolkingsonderzoek beschikbaar. Bij een eerste ronde moet immers rekening worden gehouden met een hoger aantal gevonden afwijkingen dan in de vervolgronden. Ten tweede konden onze eigen cijfers van het eerste jaar van het bevolkingsonderzoek vertekend zijn door ‘kinderziekten’ bij het starten van de screening en de registraties. Ten slotte bevatte het Rotterdamse rapport gegevens die wij niet of slechts na lange tijd zouden kunnen verzamelen.2

Aan de hand van het overzicht van voor- en nadelen hebben wij inzicht gekregen in hoe de opzet van het bevolkingsonderzoek kan worden gewijzigd om de nadelen te minimaliseren en de voordelen te maximaliseren. Wij hebben daarover een aantal aanbevelingen gedaan in ons artikel en zijn vooral benieuwd naar reacties op deze aanbevelingen.