Samenvatting
Doel
Nagaan of het mogelijk is het aantal röntgenfoto's bij acute enkelletsels te beperken - bij gelijkblijvende kwaliteit van zorg - met behulp van een klinische enkelscore.
Opzet
Prospectief.
Methode
Bij alle patiënten die met een acuut enkelletsel de Spoedeisende Hulp van het Academisch Ziekenhuis Utrecht (AZU) bezochten, werd gedurende een jaar lichamelijk onderzoek verricht aan de hand van een scoresysteem, oorspronkelijk ontwikkeld in het Academisch Ziekenhuis Leiden. Bedroeg het puntentotaal van de score ≥ 8 punten, dan werd een enkelfoto gemaakt. Controle van de klinisch relevante fracturen vond plaats door middel van radiologisch onderzoek of een telefonisch interview na 6 weken. Voor iedere mogelijke grenswaarde van de score werden de sensitiviteit en specificiteit uitgerekend en uitgezet in een ‘receiver operating characteristic’(ROC)-curve.
Resultaten
Bij 81 van de geïncludeerde 514 patiënten werd de grenswaarde van 8 punten bereikt; bij 24 van hen werd een klinisch relevante fractuur aangetoond. Een enkelfoto werd bij 34 patiënten gemaakt ondanks het feit dat de score lager was dan 8 punten; daarbij werden 5 relevante fracturen aangetoond. Bij de afkapwaarde van 8 punten nam het aantal aangevraagde röntgenfoto's met 60 af (met de ‘Ottawa ankle rules’ zou de afname in deze patiëntengroep 28 zijn geweest). De voorspellende waarde van een positieve en een negatieve uitslag was respectievelijk 30 (95-betrouwbaarheidsinterval (95-BI): 20-41) en 99 (95-BI: 97-100). De oppervlakte onder de ROC-curve bedroeg 91 (95-BI: 84-98).
Conclusie
Radiologische diagnostiek bij enkelletsels kon door geprotocolleerde klinische scoring worden verminderd, terwijl de kwaliteit van zorg nagenoeg gelijkbleef. In het AZU werd gekozen voor een maximale reductie van röntgenfoto's en geaccepteerd dat in de toekomst enkele enkelfracturen zouden worden gemist.
Artikelinformatie
Citeer dit artikel als
Minder röntgenfoto's en toch goede klinische zorg door geprotocolleerde fysische diagnostiek bij enkelletsels
Amsterdam, februari 2000,
Van Riet et al. presenteren in hun artikel de eerste validatie van een door hen ontwikkelde enkelscore (2000:224-8). Terecht wijzen zij erop dat het ongefundeerd aanvragen van röntgenfoto's tot onnodig gebruik van aanvullende diagnostiek leidt. Een enkelscore als beslisinstrument kan een reductie van het aantal aanvragen voor röntgenonderzoek geven, met als voordeel kostenbesparing, kortere wachttijd voor de patiënt op de Spoedeisende Hulp en een vermindering van stralenbelasting.
De resultaten van de Utrechtse enkelscore zoals beschreven door Van Riet et al. overtuigen ons echter niet van de waarde van dit instrument. De gepresenteerde resultaten zijn waarschijnlijk een overschatting van de werkelijke waarden, om twee redenen. Ten eerste is het onduidelijk of de score en de röntgenfoto's (referentietest) blind van elkaar beoordeeld zijn. Als de radioloog of de chirurg op een of andere manier op de hoogte was van de enkelscore, kan dit de beoordeling van de foto beïnvloed hebben, bijvoorbeeld als de chirurg wist dat er met name bij hoge enkelscores een foto werd aangevraagd. Ten tweede kan het niet vervaardigen van een foto bij een lage enkelscore (< 8) leiden tot onderdetectie van het aantal klinisch significante fracturen in deze groep. Dit leidt tot een onderschatting van het aantal fout-negatieve uitslagen. Van met name deze differentiële verificatie, maar ook de niet-blinde beoordeling is onlangs aangetoond dat deze in het algemeen leiden tot een overschatting van de sensitiviteit en de specificiteit van een test.1
Het is overigens onduidelijk wat de geobserveerde waarden van de specificiteit zijn bij de grenswaarden 6 en 9. De getallen in de ‘receiver operating characteristic’(ROC)-curve, tabel 4 en de beschouwing zijn verschillend; voor de grenswaarde 6 worden bijvoorbeeld 63, 70 en 48% genoemd. Deze variatie draagt niet bij aan de beoordeling van de toepasbaarheid van de enkelscore door de lezer.
De argumentatie van de auteurs dat de enkelscore beter is dan het klinisch oordeel op basis van een vergelijking met het verleden is mogelijk onjuist. In 1993, zonder de enkelscore, waren er 36 fracturen uit 349 consulten (10%) en in het jaar van het onderzoek, 1994, waren er 29 fracturen uit 514 consulten (5,6%). Deze percentages zijn significant verschillend van elkaar. Wij zien als mogelijke oorzaken hiervoor dat er met het nieuwe protocol toch klinisch significante fracturen gemist worden of dat het verschillende patiëntenpopulaties betreft; in beide gevallen loopt de vergelijking mank. Daarnaast rijst het vermoeden dat het klinisch oordeel van de arts wellicht superieur is aan de enkelscore. Bij 34 van de 433 patiënten met een lage enkelscore besloot de arts op basis van klinisch inzicht toch een foto aan te vragen. Bij 5 van deze 34 patiënten was er ook daadwerkelijk een klinisch significante fractuur. Met andere woorden, de sensitiviteit en specificiteit van het oordeel van de arts in deze groep waren respectievelijk 100 en 93%. Dit is beter dan alle gerapporteerde waarden van de Utrechtse enkelscore. Natuurlijk gelden voor deze getallen dezelfde oorzaken van overschatting als bij de enkelscore zoals eerder genoemd.
Om voornoemde redenen overtuigt het artikel van Van Riet et al. ons niet van de klinische noodzaak om de Utrechtse enkelscore reeds in de huidige praktijk toe te passen.
Lijmer JG, Mol BW, Heisterkamp S, Bonsel GJ, Prins MH, Meulen JH van der , et al. Empirical evidence of design-related bias in studies of diagnostic tests. JAMA 1999;282:1061-6.
Minder röntgenfoto's en toch goede klinische zorg door geprotocolleerde fysische diagnostiek bij enkelletsels
Van Riet et al. beschrijven in hun fraaie onderzoek dat het afkappunt onder andere wordt bepaald door de grote toename in foto's (2000:224-8). Uit deze redenering zou de indruk kunnen ontstaan, dat het afkappunt afhankelijk is van economische argumenten.
Uitgaande van de diagnostische zekerheid is het mogelijk hetzelfde resultaat te bereiken. Het afkappunt is in wiskundige zin op te vatten als het punt waar de ene diagnose overgaat in de andere, met andere woorden, het punt van minimale zekerheid. De diagnostische oddsratio (DOR) is het quotiënt van de kansen op terechte en onterechte uitspraken1 en is meetbaar:2
waarin Se = sensitiviteit en Sp = specificiteit.
Minder röntgenfoto's en toch goede klinische zorg door geprotocolleerde fysische diagnostiek bij enkelletsels
Groningen, februari 2000,
Stel Se + Sp = C .De minima en maxima van deze functie kunnen worden berekend met behulp van het differentiaalquotiënt. Om het differentiaalquotiënt te berekenen moet de functie eerst in een vorm worden gebracht, die gemakkelijk is te differentiëren. We kunnen eerst voor Sp C - Se substitueren:
In de teller en de noemer komt Se voor. Om Se alleen in de noemer te krijgen voegen we in de teller de term 1 - C - (1 - C) toe, waardoor de noemer bevat is in een deel van de teller.
Het differentiaalquotiënt van een inverse functie is de negatieve afgeleide gedeeld door het kwadraat van de functie. Het differentiaalquotiënt is:
Het differentiaalquotiënt is 0 bij een maximum of minimum. Deze functie is 0 als C - 2Se = 0. Hieruit volgt Se = C/2 en Sp = C - Se = C - C/2 = C/2. Dit betekent, dat voor de combinaties welke voldoen aan Se + Sp = C de combinatie Se = Sp een minimum of maximum is. Voor Se + Sp > 1 is er een minimum bij Sp = Se. Dit betekent, dat het afkappunt het punt van de ROC is waarbij het verschil van Se en Sp zo klein mogelijk is. Met behulp van deze regel kan het afkappunt eenvoudig worden bepaald.
Op deze wijze is duidelijk, dat alleen besliskundige argumenten een rol spelen. Er hoeft dan geen gebruik gemaakt te worden van argumenten, die de indruk van economische beïnvloeding wekken. In het algemeen dienen economische en besliskundige redeneringen strikt gescheiden te worden beoordeeld.
Knol A. Van informatie naar expertsysteem. Oregoscoop 1999:27-8.
Knol A. Parvovirus-B19-infectie in de zwangerschap: een oorzaak van non-immune hydrops foetalis [ingezonden]. [LITREF JAARGANG="1999" PAGINA="541-2" VOLGNR="3"]Ned Tijdschr Geneeskd 1999;143:541-2.[/LITREF]
Minder röntgenfoto's en toch goede klinische zorg door geprotocolleerde fysische diagnostiek bij enkelletsels
Bonaire, Nederlandse Antillen, februari 2000,
Het artikel van Van Riet et al. zal velen sterk aanspreken (2000:224-8).
Dit prospectieve onderzoek sluit bovendien goed aan bij eerdere, recente publicaties.1 2 Het verdient sterke aanbeveling de genoemde ‘Ottawa ankle rules’ strikt toe te passen, bij voorkeur aangevuld en verfijnd met het scoresysteem zoals in het Academisch Ziekenhuis Leiden ontwikkeld.3 Maar voor daadwerkelijke effectiviteit van de bedoelde aanbevelingen is consensus vereist tussen allen (chirurgen en orthopeden) die verantwoordelijk zijn voor de behandeling van het enkelletsel. En dat niet alleen per ziekenhuis, doch bij voorkeur ook per regio. Daarmee kan in beginsel worden vermeden, dat op verzoek van de bezorgde patiënt in een ander ziekenhuis toch weer ‘extraprotocollaire’ röntgenfoto's worden vervaardigd.
Het zou overigens interessant zijn om te weten in hoeveel ziekenhuizen - al dan niet oogluikend - nog steeds het beleid wordt getolereerd, dat een patiënt met een gezwollen enkel op de afdeling Spoedeisende Hulp wordt ‘onderzocht’ (met de klinische blik) door een verpleegkundige, die vervolgens zelfstandig en naar eigen inzicht röntgenfoto's aanvraagt en daarna de dienstdoende arts belt met de vraag: ‘Dokter, wilt u naar de foto's komen kijken?’ In plaats van, in een eerder stadium: ‘Dokter, wilt u uw patiënt onderzoeken?’
Uit de publicatie van Van Riet et al. blijkt eens temeer, dat röntgenonderzoek aanvullend onderzoek is en dat ook moet blijven.
Dijk CN van. CBO-richtlijn voor diagnostiek en behandeling van het acute enkelletsel. [LITREF JAARGANG="1999" PAGINA="2097-101"]Ned Tijdschr Geneeskd 1999;143:2097-101.[/LITREF]
Verhaar JAN. Distorsie of enkelbandruptuur? [LITREF JAARGANG="1999" PAGINA="2089-90"]Ned Tijdschr Geneeskd 1999;143:2089-90.[/LITREF]
Kievit J, Verhoeff WAA, Dijkgraaf PB, Zwetsloot-Schank JHN, Tholen B. Rapport AZL-CBO: sturing van zorgverlening, kwaliteit en informatie. Budgettering op de afdeling Algemene Heelkunde, kostenonderzoek van informatievoorziening. Utrecht: Nationaal Ziekenhuis Instituut; 1991. p. 19-35.
Minder röntgenfoto's en toch goede klinische zorg door geprotocolleerde fysische diagnostiek bij enkelletsels
Amersfoort, mei 2000,
Het kritisch evalueren van de noodzaak van een routineonderzoek in een diagnostisch proces is essentieel om schadelijke gevolgen van onnodige diagnostische handelingen te voorkomen en om de kosten van de gezondheidszorg te beheersen. Het artikel van Van Riet et al. (2000:224-8) is in dit opzicht van groot belang en laat zien dat het op een eerstehulpafdeling niet noodzakelijk is om routinematig bij enkelletsels een röntgenfoto te maken. De beslissing om een röntgenfoto te maken werd genomennadat met een kortdurend systematisch onderzoek een klinische enkelscore was bepaald. Hierdoor verminderde het aantal röntgenfoto's aanzienlijk vergeleken met het jaar daarvoor, terwijl de zorg nagenoeg gelijk bleef. De conclusie is relevant, omdat onnodige röntgenfoto's een stralenbelasting geven en duurder zijn dan het bepalen van een klinische enkelscore. Omdat het artikel een aantal basisbegrippen van de ‘evidence-based medicine’ (EBM) toepast op de data - onder meer sensitiviteit, specificiteit, positief voorspellende waarde van een positieve uitslag, en de ROC-curve -, bespraken wij dit artikel in het EBM-onderwijs. Toen werd duidelijk dat tenminste 8 maal de cijfers in de tekst vergeleken met de cijfers in tabel 4 en de figuur niet met elkaar overeenkwamen en dat ook in de tekst cijfers elkaar tegenspraken. Achtereenvolgens zijn dat vanaf de 6e alinea van de beschouwing: (a) bij een grenswaarde van 6 punten staat in de tekst een specificiteit van 48%, maar in de tabel staat 70%; (b) daarna staat dat het aantal aangevraagde röntgenfoto's bijna verdubbelt, in de tabel zien wij meer dan een verdubbeling: een stijging van 81 naar 173 röntgenfoto's; (c,d) vervolgens staat in de tekst dat bij een grenswaarde van 9 punten de specificiteit 96 en de sensitiviteit 52% is, maar in de tabel staat respectievelijk 93 en 67%; (e) verder staat in de tekst dat door een grenswaarde van 9 punten het aantal aangevraagde röntgenfoto's daalt tot 7% van de populatie, maar de tabel vermeldt 42 röntgenfoto's op een populatie van 514 patiënten, wat 8% is; (f) vervolgens schrijft de auteur dat als de grenswaarde verlegd wordt van 8 naar 9 er eveneens 50% meer fracturen gemist zal worden, maar het aantal gemiste fracturen stijgt volgens de tabel van 5 naar 9, een stijging van 80%; (g) in de ROC-curve komt de af te lezen specificiteit bij de grenswaarde van 6 punten niet overeen met de waarden in de tekst, noch met de waarden in de tabel; (h) voor het aantal enkelfoto's staat eerst ‘bijna 60% afgenomen’, en later staat ‘ruim 60%’. Een dergelijke hoeveelheid tegenstrijdige cijfers vermindert de waarde van dit artikel. Gaarne vernemen wij de juiste waarden, zodat de opdracht in ons EBM-onderwijs ‘bereken vanuit de gegevens de likelihoodratio voor de drie verschillende grenswaarden’ eenduidig kan worden opgelost.