Diagnostiek bij klinisch occulte, radiologisch suspecte mamma-afwijkingen: vaker chirurgisch dan met behulp van beeldgestuurde punctietechnieken

Groningen, april 2001,

Pijnappel et al. tonen overtuigend aan dat de introductie van nieuwe beeldgestuurde diagnostische technieken voor het klinisch occulte mammacarcinoom nog niet in voldoende mate plaatsvindt (2001:691-4). In het artikel worden enkele epidemiologische kengetallen onvolledig gepresenteerd en in het onderzoek vallen dubbeltellingen op. In het artikel worden de dubbeltellingen genoemd, maar de invloed van de dubbeltellingen op de verkregen resultaten wordt niet besproken.

In de inleiding wordt gesteld dat de positief voorspellende waarde van een mammogram bij klinisch occulte afwijkingen 0,5 is. Het gebruik van slechts een enkele voorspellende waarde is zinloos. Dit wordt duidelijk uit de relatie met de oddsratio (OR), die men kan afleiden uit de vierveldentabel door eerst de OR uit te schrijven en vervolgens teller en noemer te delen door het product van de rijtotalen (tabel).

Daarna kan de OR worden uitgedrukt in de voorspellende waarde voor een positieve testuitslag (PPV) en de voorspellende waarde voor een negatieve testuitslag (NPV) in de volgende formule:

De OR is 1 voor de conditie NPV + PPV = 1. Dit betekent dat voor elke positief voorspellende waarde tussen 0 en 1 een negatief voorspellende waarde bestaat zodanig dat de OR 1 is. Dit betekent dat er geen samenhang van de test en de ziekte is. Als de positief voorspellende waarde van een mammogram 0,5 is, heeft een mammogram geen waarde als de negatief voorspellende waarde 0,5 is. Een enkele voorspellende waarde zegt dus niets. Altijd moeten beide voorspellende waarden genoemd worden.

Bij de bespreking van de chirurgische en niet-chirurgische diagnostiek worden bij de diverse vormen van onderzoek sensitiviteiten genoemd die variëren van 0,438 tot 0,98. Het gebruik van de sensitiviteit alleen is eveneens zinloos als de relatie met de OR in aanmerking wordt genomen. Door de teller en noemer van de OR te delen door het product van de kolomtotalen uit de vierveldentabel kan men de relatie eenvoudig afleiden (Se = sensitiviteit, Sp = specificiteit) in de formule:

De OR = 1 als Se + Sp = 1. Voor elke Se tussen 0 en 1 kan een Sp worden gevonden zodanig dat de OR = 1. Er is dan geen samenhang van de test en de ziekte. Als bijvoorbeeld de sensitiviteit van de fijnenaaldbiopsie 0,438 is, wordt de methode zinloos bij een specificiteit van 1 - 0,438 = 0,562. Het uitsluitend vermelden van de sensitiviteit zegt dus niets over de waarde van de methode. Het verdient aanbeveling om altijd de sensitiviteit en specificiteit te vermelden.

In de figuur in het artikel valt op dat de som van de percentages van de fijnenaaldaspiratiecytologie en de histologische naaldbiopsie meer dan 100% is, namelijk 105%. Dit betekent dat 5% van de tumoren werd onderzocht door middel van histologische naaldbiopsie én fijnenaaldaspiratiecytologie. Er zijn dus tumoren dubbel geteld. De getallen moeten dan zijn: combinatie fijnenaaldaspiratiecytologie en histologische naaldbiopsie: (5/105) × (1046 + 784) = 87; fijnenaaldaspiratiecytologie: 1046 - 87 = 959; histologische naaldbiopsie: 784 - 87 = 697. Bij de fijnenaaldbiopsie levert dit verwaarloosbare verschillen op voor echogeleide (97,8%) en röntgengeleide (2,2%) sturing. Het aantal echobeeldsturingen bij de histologische naaldbiopsie zal lager uitvallen: 596 - 87 ± 21 = 488 → 530.

Afhankelijk van het aantal röntgenbeeldsturingen bij fijne- naaldaspiratiecytologie zal het percentage echobeeldsturing bij histologische naaldbiopsie variëren van 100 × 488/(784 - 87) = 70 tot 100 × 530/(784 - 87) = 76. Het percentage röntgenbeeldsturing varieert van 24 tot 30. Bij de gecombineerde fijnenaaldbiopsie en histologische naaldbiopsie varieert het percentage röntgenbeeldbesturing van 0 tot 100 × 21/87 = 24.

De in de conclusie genoemde percentages van echo- en röntgenbeeldsturing zijn gebaseerd op dubbeltelling. De percentages zijn als volgt: combinatie fijnenaaldbiopsie en histologische naaldbiopsie: 100 × 87/4140 = 2%; fijnenaaldaspiratiecytologie: 100 × 959/4140 = 23%; histologische naaldbiopsie: 100 × 697/4140 = 17%. Hieruit volgt dat het percentage niet-chirurgische diagnostiek 2 + 23 + 17 = 42 bedraagt in plaats van het in de conclusie genoemde percentage 19 + 25 = 44. De vertekening van het in de conclusie genoemde resultaat is gering. Wel wijkt de verdeling van echo- en röntgengeleide diagnostiek bij de histologische naaldbiopsie mogelijk af van de in de figuur gepresenteerde gegevens.

Groningen, april 2001,

Het advies van collega Knol om in zogenaamd diagnostisch onderzoek zowel sensitiviteit als specificiteit (én negatief én positief voorspellende waarde) te vermelden kunnen wij onderschrijven. In een ‘diagnostisch’ onderzoek wordt de (toegevoegde) waarde van een test onderzocht.1 Een test is inderdaad zinloos bij een oddsratio van 1, zoals Knol ons voorrekent. De term ‘oddsratio’ in diagnostisch onderzoek is echter ongebruikelijk. Liever gebruiken wij in diagnostisch onderzoek het oppervlak onder de ‘receiver operating characteristic’(ROC)-curve.1 In deze curve zetten we de sensitiviteit (y-as) af tegen (1 - de specificiteit) op de x-as. De diagonale lijn in een dergelijke curve geeft een test weer die niet bijdraagt aan het voorspellen van de kans op aan- of afwezigheid van ziekte (‘het opgooien van een munt’): het oppervlak is dan 0,5 (of 50%, en dit komt overeen met een oddsratio van 1, zoals Knol beredeneert). Echter, de oddsratio heeft verder in diagnostisch onderzoek geen betekenis, en bij een perfecte test (met een sensitiviteit van 100% en een specificiteit van 100%) is deze ratio rekenkundig niet te bepalen (delen door 0). Dit in tegenstelling tot het oppervlak onder de ROC-curve. Deze is bij een perfecte test: 1 (of 100%); en de waarde geeft aan bij welk percentage van alle patiënten (en gezonde personen) de juiste diagnose wordt gesteld.

Wij hebben echter in ons artikel geen nieuwe test geëvalueerd. De validiteit van mammografie bij screening op borstkanker is al jaren geleden geëvalueerd. De sensitiviteit is ongeveer 80-85% (afhankelijk van de leeftijd van de onderzochte groep), de specificiteit is ongeveer 99%, de positief voorspellende waarde is ongeveer 50-60% (in Europese landen; in de Verenigde Staten is deze veel lager) en de negatief voorspellende waarde is ook hoog (boven de 90%). Deze cijfers geven aan dat het om een zinvolle screeningstest gaat en mammografie wordt inmiddels op grote schaal toegepast - in het Nederlandse onderzoek, maar ook in andere Europese bevolkingsonderzoeken op borstkanker. Wij wilden niet de diagnostische waarde van mammografie bepalen en evenmin de validiteit van verschillende beeldgestuurde naaldtechnieken. Dit is eerder door ons gedaan voor de histologische naaldbiopten (COBRA-onderzoek).2 In ons artikel geven wij een beschrijving van het gebruik van verschillende technieken, en wij komen tot de conclusie dat de diagnostiek bij vrouwen met een niet-palpabele afwijking in Nederland erg divers is en dat nog steeds een groot deel van de diagnostiek chirurgisch gebeurt.

De opmerking van Knol over ‘dubbeltellingen’ suggereert een fout in onze figuur. Dit is zeker niet het geval. Wij hebben zelf (in de resultaten) vermeld dat inderdaad een aantal tumoren met beide technieken is benaderd en dubbel is geteld. Terecht naar onze mening, omdat de betreffende patiënten beide diagnostische methoden moesten ondergaan.