Ernstige bezwaren tegen het onderzoek naar het verband tussen wiegendood en kinderopvang

Opinie
P.L.P. Brand
M. Offringa
Citeer dit artikel als
Ned Tijdschr Geneeskd. 2008;152:1361-4
Abstract
Download PDF

Zie ook de artikelen op bl. 1370 en 1377.

Het onderzoek van De Jonge et al. in Nederland heeft een bijzonder gunstige invloed gehad op de sterfte aan wiegendood in ons land; dat werd enkele jaren geleden in het Tijdschrift besproken.1 Mede dankzij dit Nederlandse wiegendoodonderzoek werd duidelijk dat buikligging een belangrijke risicofactor is voor plotselinge sterfte van zuigelingen; sindsdien worden baby’s op de rug te slapen gelegd en behoort de sterfte aan wiegendood in Nederland inmiddels tot de laagste in de wereld.2 Ook na dit succes bleef de Nederlandse Landelijke Werkgroep Wiegendood de sterfte aan wiegendood nauwgezet volgen. Op grond hiervan en naar aanleiding van vergelijkbaar internationaal onderzoek zijn de richtlijnen voor de preventie van wiegendood enigszins aangepast, zoals Flinsenberg et al. elders in dit tijdschrift bespreken.3

Het gaat niet om spectaculaire veranderingen, maar om kleine aanpassingen: het advies voor rugligging is iets aangescherpt; het advies om niet bij de ouders in één bed te slapen ook.

Wél spectaculair is de bevinding uit het nieuwste onderzoek van De Jonge et al. dat deelname aan kinderopvang buitenshuis het risico op wiegendood sterk zou verhogen. Elders in dit tijdschrift presenteren de auteurs hun onderzoek. Zij vonden dat de kans op overlijden tijdens verblijf op een kinderdagverblijf of in een gastoudergezin bijna 9 keer zo groot was als de kans op wiegendood tijdens verblijf in het eigen huis.4

Als deze bevinding correct is, heeft dit potentieel grote maatschappelijke implicaties: immers, welke weldenkende ouder zal zijn of haar kind aan een 9-voudig risico op plotseling overlijden blootstellen? Wie durft de baby dan nog naar een crèche of gastouder te brengen?

Het is dus buitengewoon belangrijk om te kijken of deze bevinding wetenschappelijk juist is. Er zijn meerdere redenen om daaraan te twijfelen.

problemen met de opzet van het onderzoek naar het verband tussen kinderopvang en wiegendood

Risico’s van observationeel onderzoek

Het wiegendoodonderzoek van De Jonge et al. is een retrospectief observationeel onderzoek, in het bijzonder een patiënt-controleonderzoek. In zulk onderzoek is de kans op vertekening (bias) groter dan bij een gerandomiseerde klinische trial.5 Vooral bij patiënt-controleonderzoek dient de selectie van patiënten en controlepersonen zorgvuldig te gebeuren, omdat tekortkomingen daarin grote invloed kunnen hebben op het gevonden risico. De informatie over deze selectie dient dus uitvoerig en nauwkeurig te zijn zodat de lezer zich ervan kan vergewissen dat de selectie zorgvuldig is gebeurd en dat de groep patiënten en de groep controlepersonen inderdaad vergelijkbaar zijn.

Een tweede punt van aandacht is de classificatie en de meting van de blootstelling: het dient klip en klaar te zijn of patiënten en controlepersonen wel of niet blootgesteld zijn aan de vermeende risicofactor, in dit geval ‘kinderopvang’. Problemen bij de meting daarvan leiden tot misclassificatie (classificatie- of informatiebias), hetgeen grote invloed kan hebben op het gevonden effect.

Voorts stellen recente aanbevelingen over de rapportage van observationeel onderzoek dat auteurs de beperkingen van het onderzoek dienen te bespreken en dat zij aandacht moeten besteden aan ‘. . .vertekening en onzekerheid, en aan de richting en de omvang daarvan’.5

Tenslotte: bij de interpretatie van een onderzoeksresultaat dient men het te vergelijken met alle relevante eerdere studies over hetzelfde onderwerp. Ook moet het resultaat passen in een pathofysiologisch denkkader; er moet een hypothese zijn over mogelijke oorzaken van het gevonden verband. Anders bestaat er gegronde reden om de juistheid van dat verband te betwijfelen.

Naar onze mening hebben zich in dit onderzoek meerdere methodologische problemen voorgedaan, zowel bij de selectie van patiënten en controlepersonen, de classificatie en de meting van de blootstelling aan de risicofactor ‘kinderopvang’, als bij de analyse en de interpretatie van de resultaten van het onderzoek. Laten wij deze problemen eens nader bekijken.

Selectie van deelnemers

Een cruciaal punt in een patiënt-controleonderzoek is de valide selectie van zowel de patiënten als de controlepersonen.5 De selectie van patiënten in het onderzoek van De Jonge et al. lijkt op het eerste gezicht rechttoe rechtaan. De Landelijke Werkgroep Wiegendood onderzoekt alle in Nederland aan haar gemelde gevallen van wiegendood, en al deze gevallen zijn in het onderzoek opgenomen. In de beschouwing lezen wij echter dat er volgens het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS) meer wiegendoodgevallen zijn dan aan de Landelijke Werkgroep Wiegendood worden gemeld. Het onderzoek omvat daardoor niet alle incidente gevallen van wiegendood gedurende de onderzoeksperiode.

Dit is om 2 redenen een ernstige tekortkoming van het onderzoek. Ten eerste omdat de omvang van deze onderrapportage niet bekend is, en ten tweede omdat niet bekend is of de in het onderzoek onderzochte wiegendoodgevallen wel een representatieve, dat wil zeggen ‘at random’ geselecteerde, subgroep zijn van alle wiegendoodgevallen gedurende de onderzoeksperiode. Vooral het feit dat wij niet weten of de onderzochte groep wiegendoodgevallen vergelijkbaar is met de gehele groep kinderen die aan wiegendood is overleden, is een aanzienlijke potentiële bron van vertekening. Dat gebrek aan vergelijkbaarheid geldt dan vooral voor de kenmerken leeftijd, andere bekende risicofactoren voor wiegendood, en kinderopvangfrequentie.

Nog grotere problemen doen zich voor bij de selectie van de controlepersonen en de blootstelling aan kinderopvang. De informatie daarover in het artikel is erg summier. Wij lezen in de methodesectie alleen dat het zou gaan om een peiling onder kinderen die een consultatiebureau (CB) bezochten, en dat door een enquête informatie werd ingewonnen over kinderopvangbezoek en het aantal uren daarvan. In de resultatensectie lezen wij dat er rond het jaar 2000 op 170 CB’s 2000 enquêtes werden ingevuld en in 2005 op 101 CB’s 631 enquêtes. Dat zijn dus steekproeven van slechts 6-12 kinderen per CB. In andere publicaties over deze enquêtes is te lezen dat CB’s gevraagd werd 15 opeenvolgende kinderen te includeren voor dit onderzoek naar voedingsgewoonten,6 en dat in totaal 8739 kinderen werden geïncludeerd.7 Uit deze grote groep kinderen werden voor het wiegendoodonderzoek alleen de kinderen van 3-6 maanden geselecteerd, omdat in die levensfase de incidentie van wiegendood het hoogst is. Daardoor hebben wij dus te maken met een selectie uit een grote steekproef. Er worden geen gegevens verstrekt over de representativiteit wat betreft andere risicofactoren voor wiegendood en het gebruik van kinderopvang van deze steekproeven, noch van het originele onderzoek, noch van de steekproef van kinderen van 3-6 maanden oud.

De gebruikelijke benadering in wiegendoodonderzoek is om de blootstelling aan een vermeende risicofactor (in dit geval dus deelname aan kinderopvang) te vergelijken tussen de groep aan wiegendood overleden kinderen en een qua leeftijd en geslacht vergelijkbare (= gematchte) groep controlekinderen.2 8 9 Het is onduidelijk waarom De Jonge et al. niet voor deze analyse hebben gekozen. Door namelijk wel die analyse toe te passen, hadden alle 216 wiegendoodgevallen vergeleken kunnen worden met duizenden controlekinderen, hetgeen de betrouwbaarheid van de analyse ten goede was gekomen. In plaats daarvan kiezen de auteurs voor een analyse waarin feitelijk gerekend wordt met het geschatte aantal uren doorgebracht op de kinderopvang voor de aldaar overleden kinderen en de aantallen uren thuis voor de thuis overleden kinderen (tabel 2 in het onderzoek van de Jonge et al.).4 Het lijkt er op dat dit gebeurd is naar analogie van een andere studie waar deze bijzondere analyse ook is toegepast, en waarin ook een verband tussen kinderopvang en wiegendoodsterfte werd gevonden.10 Een nadeel van deze keuze is dat de analyse nu over slechts 28 kinderen gaat. Bovendien werd de blootstelling aan de risicofactor – namelijk het geschatte aantal uren doorgebracht op de kinderopvang of thuis – toegewezen op grond van de plaats van het overlijden en bij die toewijzing speelt het risico van misclassificatie. Dat leggen wij uit.

Kans op misclassificatie

De Jonge et al. willen onderzoeken of deelname aan kinderopvang een risicofactor is voor wiegendood. De plaats van het overlijden is duidelijk: thuis of op de kinderopvang. Onduidelijk echter is de hoeveelheid tijd die daar vóór het overlijden is doorgebracht. Hiervan geven de auteurs een schatting: 15 van de 45 doordeweekse daguren op de kinderopvang en 85 thuis. Dit is de basis voor de berekening van de oddsratio.

Deze schatting van de blootstelling aan de vermeende risicofactor ‘kinderopvang’ is naar onze mening echter bijzonder onnauwkeurig. Zo kan het zijn dat een kind op de kinderopvang is overleden nadat het er net 1 uur van de maximale 45 uren is geweest, of na de gemiddelde 22,5 blootstellingsuren (tabel 1 in het artikel van de Jonge et al.),4 of nadat het er die week juist 32 uur was geweest. Ook kan een ‘kinderopvangkind’ thuis zijn overleden op een middag waarop het niet naar de geplande kinderopvang is gegaan omdat het bijvoorbeeld ziek was, de ouders plotseling een vrije middag hadden, enzovoort. De meting van de blootstelling is dus niet transparant, niet nauwkeurig en naar onze mening waarschijnlijk ook niet valide: een groot bezwaar van dit patiënt-controleonderzoek. De auteurs rekenen ons in hun beschouwing zelf voor dat als de geschatte tijd op de dagopvang niet 15, maar 20 van de kantooruren zou zijn, de berekende oddsratio van 8 naar onder de 4 zou zakken.

problemen met de analyse in het onderzoek naar het verband tussen kinderopvang en wiegendood

Verstorende variabelen (‘confounding’)

Een patiënt-controleonderzoek dient alle denkbare bronnen van mogelijke vertekening (bias) zoveel als kan te onderzoeken en deze waar mogelijk te vermijden of er bij de berekeningen voor te corrigeren. In tabel 3 van het artikel wordt een aantal belangrijke, bekende risicofactoren voor wiegendood vergeleken tussen de wiegendoodgroep op de kinderopvang en thuis.4 Daarbij worden twee bekende risicofactoren voor wiegendood, namelijk etnische achtergrond en lage sociaaleconomische status, niet genoemd. Het is in dit geval denkbaar dat deelname aan kinderopvang vaker voorkomt bij kinderen uit gezinnen met een lagere sociaaleconomische status, bijvoorbeeld doordat beide ouders aan het werk moeten voor voldoende gezinsinkomen, en dat dit het geobserveerde verband tussen kinderopvang en wiegendood zou kunnen verklaren. Wij spreken dan van verstoring (‘confounding’) door sociaaleconomische status, hetgeen in het geschetste scenario leidt tot een overschatting van het risico op wiegendood tijdens kinderopvang. Anders gezegd: dat meer kinderen overlijden tijdens kinderopvang kan in dat geval worden verklaard door de sociaaleconomische status.

De leeftijd van het kind is een andere belangrijke risicofactor voor wiegendood: hoe jonger, des te groter de kans. Dit is de reden waarom de auteurs ervoor kiezen om alleen kinderen van 3-6 maanden oud in het onderzoek te betrekken. Als wij echter alle gevallen van wiegendood bekijken in tabel 2 in het onderzoek van De Jonge et al.,4 dan zien wij dat van de 20 thuis overleden kinderen er 11 (55) 3-6 maanden oud waren, tegen 17/20 kinderen op de dagopvang (85); hetgeen een oddsratio van 4,6 oplevert (95-BI: 1,02-21). De leeftijd, een belangrijke determinant van het risico op wiegendood, is dus niet gelijk in de kinderopvang- en de thuisgroep. Omdat jonge kinderen een grotere kans hebben op wiegendood en omdat jonge kinderen oververtegenwoordigd zijn in de kinderopvanggroep, kan het gevonden effect van kinderopvang op wiegendood (in ieder geval ten dele) verklaard worden door leeftijd. In technische termen: leeftijd is hier een confounder, die leidt tot een overschatting van het risico op wiegendood tijdens kinderopvang.

Het zal duidelijk zijn dat wij het een belangrijke tekortkoming vinden dat voor deze verstorende variabelen niet is gecorrigeerd in de analysen. Bovendien hadden de genoemde mogelijke bronnen van vertekening in de beschouwing dienen te worden besproken.

Problemen bij de vergelijking met de resultaten van ander onderzoek

Als in een onderzoek een nieuwe, bijzondere risicofactor gevonden wordt, dan is wetenschappelijke scepsis vereist om te kijken of deze bevinding ondersteund wordt door andere wetenschappelijke gegevens. Ook dient men na te gaan of er gegevens te vinden zijn die het gevonden verband juist ontzenuwen. Het kan in een dergelijk observationeel onderzoek immers, zoals wij hebben betoogd, gaan om een toevalsbevinding of om een bevinding die verklaard kan worden door vertekening. Dit is des te belangrijker bij bevindingen met mogelijk grote maatschappelijke consequenties, zoals hier het geval is. Een dergelijke kritische beschouwing van de resultaten ontbreekt.

Wij merkten al eerder op dat de keuze voor de blootstelling en de analysemethode in het onderzoek van De Jonge et al. waarin gerekend wordt met een schatting van het aantal uren doorgebracht op de kinderopvang of thuis, bijzonder is. Zoals gezegd, lijkt deze vooral te zijn ingegeven door een vergelijkbare studie in de Verenigde Staten met soortgelijke resultaten.10 In alle andere patiënt-controleonderzoeken naar de oorzaken van wiegendood die wij kennen, wordt gekeken of een bepaalde risicofactor, in dit geval: deelname aan kinderopvang, vaker voorkomt bij wiegendood- dan bij controlekinderen. Wij hebben nergens onderzoek kunnen vinden waarin specifiek gekeken is naar kinderopvang als mogelijke risicofactor voor wiegendood volgens deze laatste, gebruikelijke analysemethode. Zijdelings worden in twee van de door ons gevonden studies gegevens genoemd over kinderopvang, maar in geen van beide studies komt dat als significante risicofactor tevoorschijn.11 12

Volgens De Jonge et al. is kinderopvang een risicofactor voor wiegendood, en dan vooral op de leeftijd van 3-6 maanden. Als dit zo is, dan zou men verwachten dat wiegendoodsterfte in een land waar het bevallingsverlof langer duurt en kinderen pas ná de leeftijd van 6 maanden naar de kinderopvang gaan, zoals in Scandinavië, lager is dan die in ons land. Dit blijkt niet het geval te zijn: de sterfte aan wiegendood is hoger in Denemarken en Noorwegen dan in Nederland.8 9 12

Onduidelijk pathofysiologisch mechanisme

Misschien wel het opmerkelijkst aan het artikel van De Jonge et al. is dat een plausibele verklaring voor een eventuele oversterfte aan wiegendood tijdens kinderopvang ontbreekt. Na vele honderden patiënt-controlestudies zijn de risicofactoren voor wiegendood redelijk uitgekristalliseerd.1 3 De eventuele onafhankelijke invloed van kinderopvang is hierbij vooralsnog niet te verklaren, en de onderzoekers schrijven daarom zelf dat slechts speculatie rest naar de verklaring van het gevonden verband. De geopperde mogelijke redenen, namelijk luchtkwaliteit en een vreemde omgeving, maken, in ieder geval op ons, een weinig gefundeerde indruk.

conclusie

Bij het ontbreken van een plausibel pathofysiologisch mechanisme ter verklaring van de causale relatie tussen kinderopvang en wiegendood lijkt ons een combinatie van vertekening door selectiebias, misclassificatie en confounding de waarschijnlijkste verklaring voor het gevonden verband. De auteurs bespreken deze mogelijkheid echter niet. Dit is niet uniek voor deze studie – ook in het onderzoek naar de mogelijke gezondheidsschade door elektromagnetische straling speelde selectieve rapportage over de mogelijke aanwezigheid van selectiebias en het bestaan van andere verstorende factoren in studieopzet en uitvoering een belangrijke rol.13 Soms hebben onderzoekers zelfs een onbewuste of bewuste afkeer van de blootstelling in hun onderzoek en zijn zij hierdoor minder kritisch ten opzichte van hun eigen resultaten; door Bonneux in dit tijdschrift het nocebo-effect genoemd.14

Hoewel het opvallend is dat er kinderen zijn die aan wiegendood overlijden tijdens kinderopvang omdat – volgens de gegevens in het onderzoek van De Jonge et al. – daar zorgvuldig gevolg wordt gegeven aan adviezen ter preventie van wiegendood, kan op grond van dit onderzoek naar het verband tussen kinderopvang en wiegendood niet geconcludeerd worden dat in Nederland in de beschouwde 10 jaar de incidentie van wiegendood tijdens kinderopvang in de leeftijd 3-6 maanden bijna 9 maal zo hoog was als tijdens dezelfde uren thuis. De patiëntengroep van incidente gevallen tijdens de onderzoeksperiode is kennelijk onvolledig. Meting van de blootstelling, in casu het aantal uren kinderopvang, is onnauwkeurig en in een mogelijk niet representatieve controlegroep verricht. De gekozen blootstelling is waarschijnlijk niet valide, en er is een bijzondere analyse gedaan zonder goede rechtvaardiging waarom gebruikelijker methoden niet zijn toegepast.

Daarnaast gaat het om kleine aantallen, waarbij toeval en vertekening een grote rol kunnen spelen. De mogelijke effecten hiervan worden niet geanalyseerd of besproken. Tenslotte worden de resultaten niet gesteund door internationale vergelijkingen en ontbreekt een aannemelijk oorzakelijk mechanisme.

Consequenties

Ook wij kunnen niet uitsluiten dat de resultaten van De Jonge et al. duiden op een causaal verband tussen kinderopvang en wiegendood, maar de door hen gebruikte onderzoeksopzet en -analyse staan een definitieve conclusie hierover niet toe. Waarschijnlijker is echter dat het gevonden verband aan toeval of aan vertekening door selectie, misclassificatie en confounding kan worden toegeschreven. Voorlopig is er dus geen reden om alarm te slaan, en jonge zuigelingen van kinderopvang uit te sluiten. Alleen verder en beter onderzoek kan duidelijkheid verschaffen over een eventueel verhoogd risico op wiegendood tijdens kinderopvang. Gezien het grote maatschappelijke belang is dergelijk onderzoek ons inziens gewenst. Het moet dan wel goed worden opgezet, uitgevoerd, geanalyseerd en geïnterpreteerd.

Belangenconflict: geen gemeld. Financiële ondersteuning: geen gemeld.

Literatuur
  1. Brand PLP. Wiegendood: de tijden veranderen. Ned Tijdschr Geneeskd. 2005;149:1254-6.

  2. Moon RY, Horne RS, Hauck FR. Sudden infant death syndrome. Lancet. 2007;370:1578-87.

  3. Flinsenberg TWH, Ruys JH, Engelberts AC, Velzen-Mol HWM van. Herziene richtlijn ‘Preventie wiegendood’. Ned Tijdschr Geneeskd. 2008;152:1370-5.

  4. Jonge GA de, Ruys JH, Semmekrot BA, Brand R. Meer wiegendood tijdens kinderopvang dan in dezelfde uren thuis: 10-jaarscijfers. Ned Tijdschr Geneeskd. 2008;152:1377-81.

  5. Stehouwer CDA. Rapportage van observationeel onderzoek: nuttige en welkome aanbevelingen ter verbetering. Ned Tijdschr Geneeskd. 2008;152:182-4.

  6. Jonge GA de, Verboon FC. Risicofactoren voor wiegendood: peiling 2005. JGZ-Tijdschrift voor Jeugdgezondheidszorg. 2006:129-31.

  7. Lanting CI, Wouwe JP van, Reijneveld SA. Infant milk feeding practices in the Netherlands and associated factors. Acta Paediatr. 2005;94:935-42.

  8. Daltveit AK, Irgens LM, Oyen N, Skjaerven R, Markestad T, Alm B, et al. Sociodemographic risk factors for sudden infant death syndrome: associations with other risk factors. The Nordic Epidemiological SIDS study. Acta Paediatr. 1998;87:284-90.

  9. Helweg-Larsen K, Lundemose JB, Oyen N, Skjaerven R, Alm B, Wennergren G, et al. Interactions of infectious symptoms and modifiable risk factors in sudden infant death syndrome. The Nordic Epidemiological SIDS study. Acta Paediatr. 1999;88:521-7.

  10. Moon RY, Patel KM, Shaefer SJ. Sudden infant death syndrome in child care settings. Pediatrics. 2000;106(2 Pt 1):295-300.

  11. Li DK, Petitti DB, Willinger M, McMahon R, Odouli R, Vu H, et al. Infant sleeping position and the risk of sudden infant death syndrome in California, 1997-2000. Am J Epidemiol. 2003;157:446-55.

  12. Wisborg K, Kesmodel U, Henriksen TB, Olsen SF, Secher NJ. A prospective study of smoking during pregnancy and SIDS. Arch Dis Child. 2000;83:203-6.

  13. Mezei G, Kheifets L. Selection bias and its implications for case-control studies: a case study of magnetic field exposure and childhood leukaemia. Int J Epidemiol. 2006;35:397-406.

  14. Bonneux L. Elektromagnetische velden: gezondheidsschade door het nocebo-effect. Ned Tijdschr Geneeskd. 2007;151:953-6.

Auteursinformatie

Isala klinieken, Amalia Kinderafdeling, Postbus 10.400, 8000 GK Zwolle.

Emma Kinderziekenhuis AMC, afd. Klinische Epidemiologie in de Kindergeneeskunde, Amsterdam.

Hr.prof.dr.M.Offringa, kinderarts en epidemioloog.

Contact Hr.prof.dr.P.L.P.Brand, kinderarts (p.l.p.brand@isala.nl)

Gerelateerde artikelen

Reacties

G.A.
de Jonge

Oegstgeest, juni 2008,

Als reactie op het commentaar van collegae Brand en Offringa (2008:1361-4) moeten wij erop wijzen dat de patiënten (‘cases’) en de controlepersonen waar zij op doelen niet de patiënten en de controlegroep zijn in ons onderzoek. In ons onderzoek waren de patiënten de sterfgevallen tijdens kinderopvang en de controlegroep bestond uit de sterfgevallen thuis. Er is derhalve geen sprake van een patiënt-controleonderzoek in de zin van Brand en Offringa, maar een vergelijking van verwachte percentages van sterfte op basis van extern bepaalde tijdsduur, doorgebracht in en buiten kinderopvang.

Los daarvan zijn wij het met Brand en Offringa eens dat als wij de beschikking zouden hebben gehad over de exacte tijden die alle wiegendoodkinderen daadwerkelijk in en buiten kinderopvang hadden doorgebracht, wij de door hen voorgestelde methode gevolgd zouden hebben. Die detailinformatie was echter niet beschikbaar. De daardoor aan de analyse verbonden beperkingen hebben wij genoemd en ook bespraken wij uitvoerig van welke aannamen de schattingen afhankelijk zijn. Wij hebben niet gesuggereerd dat er sprake is van een ‘waterdicht’ bewijs en voor een mogelijke verklaring werden niet meer dan enige richtingen van nader onderzoek aangeduid.

Wij menen dat onze aanpak van de beschikbare gegevens voldoende verantwoord is. Wij stellen uitsluitend dat het verschil in incidentie dat wij constateren zich niet laat verklaren door een toevallige fluctuatie van een door ons aangenomen verhouding van 15% versus 85% in doorgebrachte tijden in kinderopvang respectievelijk thuis. Een dergelijk verschil was eerder aangetoond door Moon et al.1 en ook in het door Brand en Offringa aangehaalde artikel van Li et al.2 was de wiegendoodincidentie tijdens dagopvang volgens Moon et al. driemaal zo hoog als deze incidentie in Californië.

Voor details betreffende de selectie van de wiegendoodkinderen verwijzen wij naar een eerder artikel.3 Berekening van de landelijke deelname aan kinderopvang is gebaseerd op de door vaste consultatiebureaumedewerkers geregistreerde antwoorden op standaardvragen aan circa 15 opeenvolgende begeleiders per consultatiebureau (CB) in respectievelijk 170 en 101 geografisch goed gespreide zuigelingen-CB’s.

Mede om vertekening door leeftijd te voorkomen werd een kleine leeftijdsperiode gekozen met een relatief hoge wiegendoodincidentie. De leeftijdsverdeling van de tijdens kinderopvang overleden kinderen was goed vergelijkbaar met die van de thuis overleden kinderen. De landelijke wiegendoodsterfte in dezelfde leeftijd was in 1996-2007 als volgt: 28 kinderen van 3 maanden, 33 van 4 maanden, 28 van 5 maanden en 16 van 6 maanden. De landelijke deelname aan kinderopvang was in deze 4 maanden nagenoeg constant.

De sociaaleconomische status leidden wij af uit de prevalenties van rokende ouders, allochtone afkomst van het kind en jonge maternale leeftijd, en deze status was – evenals bij Moon et al.1 – gunstiger in de kinderopvanggroep dan in de thuisgroep.

Als kinderopvang (leeftijd 3-6 maanden) werkelijk een risicofactor voor wiegendood is, verwachten Brand en Offringa dat in landen met een lang moederschapsverlof zoals in Scandinavië de incidentie van wiegendood lager zou moeten zijn dan in Nederland, en – zoals zij zelf al aangeven – dat is zeker niet het geval. De wiegendoodincidentie wordt echter in het algemeen bepaald door een combinatie van risicofactoren en niet bij uitstek door deelname aan kinderopvang. Dat kinderopvang (3-6 maanden) een mogelijke risicofactor is voor wiegendood wordt door de Nederlandse Landelijke Werkgroep Wiegendood reeds enkele jaren naar voren gebracht.3 In samenwerking met de oudervereniging is er bijzondere aandacht voor de hierdoor getroffen ouders en verzorgers.

Het onderzoek vindt voortgang. Inmiddels kwamen er tot einde 2007 in de leeftijd 3-6 maanden 5 gevallen van wiegendood tijdens kinderopvang bij en eveneens 5 gevallen van wiegendood in dezelfde uren thuis, wat de oversterfte tijdens kinderopvang bevestigt.

G.A. de Jonge
J.H. Ruys
B.A. Semmekrot
R. Brand
Literatuur
  1. Moon RY, Patel KM, McDermott Shaefer SJ. Sudden infant death syndrome in child care settings. Pediatrics. 2000;106(2 Pt 1):295-300.

  2. Li DK, Petitti DB, Willinger M, McMahon R, Odouli R, Vu H, et al. Infant sleeping position and the risk of sudden infant death syndrome in California, 1997-2000. Am J Epidemiol. 2003;157:446-55.

  3. Jonge GA de, Lanting CI, Brand R, Ruys JH, Semmekrot BA, Wouwe JP van. Sudden infant death syndrome in child care settings in the Netherlands. Arch Dis Child. 2004;89:427-30.

P.L.P.
Brand

Zwolle, juni 2008,

Verheugd constateren wij dat De Jonge et al. erkennen dat hun onderzoek beperkingen heeft. Zoals wij in ons commentaar stellen, is het opvallend dat er baby’s overlijden tijdens kinderopvang. Dit verdient zorgvuldig nader onderzoek. De vraag is of kinderopvang daadwerkelijk een risicofactor is voor wiegendood en, indien dit het geval is, hoe dit kan worden verklaard. Wij hopen dat de werkgroep onze aanbevelingen over de opzet van dergelijk verder onderzoek ter harte neemt. Alleen dan kan de aanhoudende onduidelijkheid over de bevindingen van het huidige onderzoek worden opgeheven.

P.L.P. Brand
M. Offringa