Het klinisch verband tussen klachten en uiteindelijke diagnosen in de huisartspraktijk, vastgesteld met achterafkansen berekend op grond van het Transitieproject

Onderzoek
H. Lamberts
S.K. Oskam
I.M. Okkes
Citeer dit artikel als
Ned Tijdschr Geneeskd. 2005;149:2566-72
Abstract

Samenvatting

Doel

Nagaan hoe met de database van het Transitieproject (www.transitieproject.nl) achterafkansen voor de huisartspraktijk kunnen worden berekend die inzicht geven in de klinische betekenis van het gelijktijdig optreden van 2 gebeurtenissen (een symptoom en een diagnose, of twee aandoeningen) in de huisartspraktijk.

Opzet

Beschrijvend.

Methode

Het gebruik van de ‘International classification of primary care’ (ICPC) voor het coderen van de contactreden van de patiënt én de diagnose van de huisarts in het Transitieproject heeft geleid tot een gegevensbestand over 1985-2002 met in totaal 201.127 patiëntjaren, waarin de achterafkans op een diagnose bij een klacht/symptoom in de vorm van een oddsratio beschikbaar is. Ook voor het simultaan vóórkomen van 2 zorgepisoden (comorbiditeit) bij een patiënt bestaat nu de mogelijkheid om vast te stellen of de voorafkans getoetst aan de achterafkans wijst op een klinisch relevante samenhang of dat het gaat om een toevalsbevinding. Deze achterafkansen werden berekend voor de onderwerpen otitis media, hypertensie bij diabetes mellitus, kortademigheid en hartfalen. Bij de berekening van vooraf- en achterafkansen werden alleen ‘zekere’ diagnosen gebruikt.

Resultaten

Voor de diagnose ‘otitis media’ in de leeftijdsgroep van 0-4 jaar had oorpijn de hoogste achterafkans (oddsratio: 15,77), met op de tweede plaats afscheiding uit het oor (oddsratio: 8,59). ‘Koorts’ droeg nauwelijks bij. De oddsratio voor hypertensie bij vrouwen van 45-74 jaar met diabetes mellitus was 3,42. Bij ‘kortademigheid’ als klacht was in de leeftijdsgroep 45-64 jaar de voorafkans op hartfalen relatief laag (2,0), maar de achterafkans relatief hoog (24,2). De combinatie van vooraf- en achterafkansen kan zo het klinisch handelen van de huisarts ondersteunen. Als voorspellende variabele van hartfalen speelde in de leeftijdsgroep van 65-74 jaar ‘enkeloedeem’ een belangrijke rol; ‘moeheid’ bleek niet bij te dragen aan de diagnose. Uit de database bleek dat de zorg voor patiënten met hartfalen in de tijd vaak samen ging met die voor chronische ziekten als diabetes mellitus, hypertensie, ischemische hartziekte, chronische obstructieve longziekte en boezemfibrilleren. Maar de vraag of er een klinisch relevante samenhang bestaat, kon pas beantwoord worden op grond van achterafkansen: de hoogste oddsratio’s werden gevonden voor ‘boezemfibrilleren/-fladderen’ (32,5), ‘chronisch obstructieve longziekte’ (22,5) en ‘chronisch huidulcus’ (20,2).

Conclusie

Berekening van vooraf- en achterafkansen op basis van de database van het Transitieproject geeft huisartsen de mogelijkheid de klinische relevantie van hun waarnemingen te bepalen.

Ned Tijdschr Geneeskd. 2005;149:2566-72

Auteursinformatie

Academisch Medisch Centrum/Universiteit van Amsterdam, divisie Klinische Methoden & Public Health, afd. Huisartsgeneeskunde, Amsterdam.

Hr.prof.dr.H.Lamberts, emeritus hoogleraar huisartsgeneeskunde; hr.dr.S.K.Oskam, wiskundige; mw.dr.I.M.Okkes, taalkundige en co-projectleider Transitieproject.

Contact hr.prof.dr.H.Lamberts, Veemkade 1208, 1019 BZ Amsterdam (henk.lamberts@planet.nl)

Heb je nog vragen na het lezen van dit artikel?
Check onze AI-tool en verbaas je over de antwoorden.
ASK NTVG

Ook interessant

Reacties

Rotterdam, december 2005,

Met belangstelling namen wij kennis van de bijdrage van collega’s Lamberts et al. (2005:2566-72). Helaas roept het artikel meer vragen op dan het beantwoordt. De auteurs zijn terecht trots op de meerwaarde van de registratie van de reden van komst van de patiënt. Door de wijze van verwoording van de resultaten wordt de lezer echter op het verkeerde been gezet: ‘aanwezigheid van een symptoom of klacht’ moet in dit onderzoek steeds worden opgevat als ‘gepresenteerd als reden van komst en als zodanig door de huisarts genoteerd’. Lamberts et al. weten als geen ander dat de reden voor het contact niet synoniem is aan de symptomen die aanwezig zijn bij het consult.

De vertekening van de diagnostische waarde van een symptoom die dit met zich meebrengt, kan nauwelijks worden onderschat. Bijkomende bevindingen worden niet gecodeerd. Ook zijn negatieve bevindingen van de huisarts (afwezigheid van een symptoom) niet in het bestand opgenomen. Dit geeft een scala aan positieve en negatieve symptomen die niet worden meegenomen in de berekening van de diagnostische waarden.

Het Transitieproject is, na de Continue Morbiditeitsregistratie uit Nijmegen (CMR), de langstlopende huisartsenregistratie in ons land. Een nadeel van zo’n langdurige studie is dat de relevantie van de uitkomsten beperkingen heeft voor de huisarts van nu. Een voorbeeld is de in de jaren negentig van de vorige eeuw ingevoerde vaccinatie voor Haemophilus influenzae type b. Hierdoor zijn de incidentie en vermoedelijk ook de verschijningsvorm van otitis media veranderd. Dit heeft consequenties voor de schatting van de voorafkans en waarschijnlijk ook van de diagnostische waarde van de gepresenteerde symptomen. Met dergelijke ontwikkelingen in de tijd is geen rekening gehouden.

De auteurs ontlenen begrippen aan het theorema van Bayes, maar gebruiken deze op een manier die verwarring zaait. Het gebruik van oddsratio’s is overbodig. Daarbij is de oddsratio geen kans, maar een ratio van twee ‘odds’. De odds is een begrip uit de Engelse paardenraces. Daar heeft een paard een odds van 1 om 4 om te winnen: 1 kans om te winnen tegenover 4 kansen om niet te winnen. De odds is hier 1/4 = 0,25. Buiten Engeland begrijpt men het beter wanneer wordt gezegd dat het paard 1/5 (0,20) kans heeft om te winnen. Hier wordt meteen duidelijk dat de odds niet gelijk is aan de kans. De charme van het theorema van Bayes is dat de ‘preodds’ vermenigvuldigd met de likelihoodratio de ‘postodds’ oplevert. Wij zijn geneigd deze postodds vervolgens om te rekenen tot achterafkans. Er komt geen oddsratio aan te pas. Sterker nog, het geven van een voorafkans met daarbij uitsluitend een oddsratio geeft geen enkele mogelijkheid tot het berekenen van de achterafkans. Het geeft hooguit een indicatie of de achterafkans groter of kleiner zal zijn dan de voorafkans.

Het zou mooi zijn wanneer (huis)artsen zich in hun handelen zouden laten leiden door vooraf- en achterafkansen op ziekte. Het artikel van Lamberts et al. is in dit opzicht verwarrend te noemen.

M.Y. Berger
J.C. van der Wouden

Amsterdam, december 2005,

Wij danken Berger en Van der Wouden voor de gelegenheid een aantal kwesties nader toe te lichten.

De discussie over de mate waarin contactredenen bruikbaar zijn voor de bepaling van kansen op diagnosen is ons inderdaad goed bekend. Bij de voorbereiding van de ‘International classification of primary care’- (ICPC)-2 heeft de classificatiecommissie van de World Organization of National Colleges, Academies and Academic Associations of General Practitioners/Family Physicians (WONCA) het grote belang van priorkansen in de huisartsgeneeskunde als uitgangspunt genomen en ze heeft, met name op grond van gegevens uit het Transitieproject, besloten tot twee aanpassingen in de codeerstructuur. In de eerste plaats onderscheidt de ICPC-2 contactredenen in de vorm van symptomen/klachten van die in de vorm van een verzoek om een interventie. Voorts is toegevoegd de categorie ‘clinical findings from history taking’: symptomen, klachten en bevindingen uit anamnese en onderzoek.1 Het NHG heeft deze aanbevelingen met de Nederlandse ICPC-22 overgenomen, en in het Transitieproject worden sinds 1995 naast contactredenen óók bevindingen uit de anamnese gecodeerd (gegevens beschikbaar op de website, in ‘EFP-extended’). Overigens leverde dit weinig op: aan de bijna een half miljoen symptomen/klachten uit de contactreden werden er slechts 16.732 uit klinische bevindingen toegevoegd, in een distributie praktisch identiek aan de top-20 van contactredenen.

De briefschrijvers wijzen terecht op het belang van negatieve bevindingen. Daarom was het ook zo aardig dat wij bijvoorbeeld in tabel 1 konden laten zien dat het ontbreken van de klacht ‘oorpijn’ de diagnose ‘otitis media’ zo goed als uitsloot (LR– = 0,49).

Ook hun opmerking dat in langlopende registraties rekening moet worden gehouden met ontwikkelingen in diagnostiek en therapie is juist – en dat doen wij dan ook. Alle incidenties en prevalenties uit de periode 1985-2004 kunnen, al dan niet gestandaardiseerd of per leeftijdsgroep, per jaar berekend worden. Voor otitis media bijvoorbeeld is de incidentie (gestandaardiseerd voor de bevolking van 2000) over de gehele periode 20,4, en in hoge mate constant; er is zeker geen aanwijzing voor een trend. Juist ook vanwege deze beschikbaarheid van jaargegevens gebruikt het Rijksinstituut voor Volksgezondheid en Milieu ons bestand al sinds jaar en dag voor het Nationaal Kompas.

Tenslotte onze keuze voor de oddsratio als karakterisering van de posteriorkans. Deze presentatie is zeer gebruikelijk en heeft als voordeel dat de afkappunten (2,2 voor significant, en 4,0 voor hoogsignificant) de huisarts op simpele wijze kunnen ondersteunen (hij of zij hoeft niet te weten hoeveel paarden er meelopen).3 In het elektronische bestand worden (conform het advies van de BMJ)4 7 grootheden berekend, inclusief de pretest- en posttestodds (voor otitis media respectievelijk 0,02 en 0,55 voor de 201.137 paarden die meelopen).

De bestanden op www.transitieproject.nl stellen de gebruiker in staat een groot aantal vragen zelf te beantwoorden en zo nodig kan men hulp per e-mail inroepen. Mochten de briefschrijvers, zoals hun brief suggereert, nog meer vragen hebben, dan kunnen zij langs die weg een antwoord krijgen.

H. Lamberts
S.K. Oskam
I.M. Okkes
Literatuur
  1. WONCA International Classification Committee. ICPC-2. International Classification of Primary Care. 2nd ed. Oxford: Oxford University Press; 1998.

  2. Gebel RS, Okkes IM, redacteuren. ICPC-2-NL. International Classification of Primary Care. 2e dr. Nederlandse versie. Utrecht: Nederlands Huisartsen Genootschap; 2000.

  3. Burnand B, Kernan WN, Feinstein AR. Indexes and boundaries for ‘quantitative significance’ in statistical decisions. J Clin Epidemiol. 1990;43:1273-84.

  4. Altman DG, Machin D, Bryant TN, Gardner MJ. Statistics with confidence. 2nd ed. Bristol: Arrowsmith; 2000.