Zwangerschapscholestase
Uitgangsvraag
Welke plaats heeft het inleiden van de baring, dan wel het verrichten van een sectio caesarea, bij vrouwen met zwangerschapscholestase? Bij welke waarde van de galzuren zouten moet dit worden overwogen en wanneer in de zwangerschap?
Aanbeveling
Bespreek met alle zwangeren met zwangerschapscholestase en een piekwaarde van de galzure zouten tussen 10-39 umol de mogelijkheid tot inleiding vanaf 39 weken en benoem daarbij de voor- en nadelen t.o.v. afwachtend beleid.
Bespreek met alle zwangeren met zwangerschapscholestase en een piekwaarde van de galzure zouten 40-99 umol de mogelijkheid tot inleiding vanaf 38 weken en benoem daarbij de voor- en nadelen t.o.v. afwachtend beleid.
Bied bij een piekwaarde van galzure zouten ≥ 100 umol een inleiding aan vanaf een zwangerschapsduur van 36 weken. Hierbij zijn de IUVD-kans, risico op prematuriteit en de slagingskans op een vaginale partus meegenomen.
Verricht monitoring van galzure zouten op individuele basis om stijging van galzure zouten >100 te detecteren.
Overwegingen
Definitie ICP
ICP betreft een zwangere zonder pre-existent leverlijden met jeuk (zonder uitslag) en galzure zouten > 10 umol/L. Vrouwen met pre-existent leverlijden (hepatitis, cirrose) hebben wel een verhoogd risico op cholestase in de zwangerschap (Ropponen, 2006 Hepatol). Galzure zouten in de zwangerschap hoeven niet nuchter te worden bepaald (Walker, 2002).
Zwangerschapscholestase is geassocieerd met ernstige perinatale uitkomsten zoals intra-uteriene sterfte, meconium houdend vruchtwater en vroeggeboorte (zowel spontaan als iatrogeen). Het risico op intra-uteriene sterfte > 37 weken bij vrouwen met cholestase wordt in de literatuur gesteld op 0.1-0.3% (1-3/1000) (Ovadia, 2019).
Cholestase en klachten
De behandeling van jeuk door zwangerschapscholestase is buiten de beschouwing van deze richtlijn gebleven. Jeuk is echter een zeer hinderlijke klacht. Derhalve kan de ernst van de klachten gerapporteerd door de zwangere, los van de piekwaarde van de galzure zouten, worden meegenomen in de overwegingen rondom de timing van de bevalling.
Behandeling van cholestase
Zoals hierboven besproken wordt de behandeling van cholestase in een separate module besproken. In de praktijk wordt echter vaak de vraag gesteld of de foetale risico’s kleiner zijn wanneer cholestase wordt behandeld en de galzure zouten hierop dalen. De in deze richtlijn gebruikte studies beschrijven overwegend patiënten die behandeld zijn voor cholestase gedurende de zwangerschap. De cholestase categorieën die worden beschreven in de gebruikte studies (10-40, 40-99 en >100) werden gevormd op basis van de piekwaarde van de galzure zouten, ongeacht of een patiënte wel of niet werd behandeld met ursochol. Kortom, de aanbevelingen over timing van inleiding in deze richtlijn zijn gemaakt op basis van de piekwaarde van de galzure zouten en veranderen niet wanneer de waarde van de galzure zouten daalt gedurende de zwangerschap.
Cholestase en pre-existente ziekte
Pre-existente leverziekte en door de zwangerschap geïnduceerde progressie van pre-existente ziekte kan een overweging zijn bij de termijn van inleiding. Deze afweging dient multidisciplinair gemaakt te worden.
Risico’s cholestase en meconiumhoudend vruchtwater
Bij zwangerschappen gecompliceerd door zwangerschapscholestase lijkt er een licht verhoogd risico te bestaan op het voorkomen van meconiumhoudend vruchtwater zonder dat dit zich lijkt te uiten in een toename van neonaten met een meconium aspiratie syndroom.
Risico’s cholestase, intra-uteriene vruchtdood en (premature) inleiding
Er lijkt een associatie te bestaan tussen zwangerschapscholestase en IUVD (Ovadia, 2019). Het mechanisme hierachter is onduidelijk maar mogelijk speelt er een direct cardiotoxisch effect op het foetale myocard. Er is geen bewijs voor foetale bewaking (CTG, echo) ter preventie van intra-uteriene sterfte.
Op basis van de piekwaarde van de galzure zouten wordt er in meta-analyse van Ovadia onderscheid gemaakt in 3 risico categorieën voor de uitkomst intra-uteriene sterfte.
Bij het beoordelen van de kans op intra-uteriene sterfte ten gevolge van zwangerschapscholestase moet er rekening worden gehouden met het achtergrondrisico op perinatale sterfte welk aanwezig is bij alle zwangeren. Bij een zwangerschapsduur >28 weken is dit achtergrondrisico op perinatale sterfte 4.32‰ (Vasak, 2015).
Wanneer een premature inleiding wordt overwogen moet er anderzijds rekening worden gehouden met het risico op neonatale complicaties ten gevolge van prematuriteit. Het risico op hypoglycemie bij de neonaat is invers proportioneel met de amenorroeduur evenals het risico op Infant Respiratory Distress Syndrome (IRDS). De kans op IRDS daalt van +/- 2% bij een zwangerschapsduur van 35 weken naar +/- 1% bij een zwangerschapsduur van 36 weken (St Clair, 2011).
Als laatste moet de succeskans op een vaginale baring na (premature) inleiding worden meegenomen in de overweging. Het is niet mogelijk een percentage voor geslaagde vaginale partus na (premature) inleiding te genereren voor de indicatie zwangerschapscholestase alleen. Het is bekend dat de kans op een geslaagde vaginale partus bij een inleiding groter is naar mate de zwangerschapsduur vordert.
CTG bewaking
Er is geen bewijs voor een beschermend effect tav neonatale uitkomsten van routinematige CTG controles tijdens de zwangerschap. Er is eveneens geen literatuur beschikbaar over CTG bewaking durante partu. Vanwege de herkomst van de beschikbare literatuur is het echter aanemelijk dat er CTG bewaking tijdens de bevalling is verricht. Het valt derhalve te overwegen vrouwen met zwangerschapscholestase onder CTG bewaking te laten bevallen.
Herhalingskans
De herhalingskans op zwangerschapscholestase in een volgende zwangerschap is middels cohortonderzoek gerapporteerd, maar tot 90% beschreven (Williamson, 2004).
Rationale van de aanbeveling: weging van argumenten voor en tegen de interventies
Piekwaarde van de galzure zouten 10-39
Rekening houdend met het achtergrondrisico op perinatale sterfte (aanwezig bij alle zwangerschappen) bestaat er bij een piekwaarde van de galzure zouten tussen 10-39 geen verhoogd risico op IUVD. Internationaal worden patiënten met een zwangerschap gecompliceerd door cholestase ingeleid in de a terme periode. Hierdoor is geen informatie beschikbaar over het IUVD risico in deze groep voorbij een amenorroeduur van 39 weken (Ovadia, 2019). Derhalve beveelt de werkgroep aan een inleiding van de baring voor deze groep te bespreken vanaf een amenorroeduur van 39 weken. Hierbij moet de zwangere worden gecounseld volgens de richtlijn “inleiding van de baring”.
Op maternale indicatie kan een inleiding worden overwogen wanneer de klachten, ondanks therapie, een expectatief beleid niet meer mogelijk maken.
Piekwaarde van de galzure zouten 39-100
Rekening houdend met het achtergrondrisico op perinatale sterfte (aanwezig bij alle zwangerschappen) bestaat er bij een piekwaarde van de galzure zouten tussen 40-99 een oplopend en licht verhoogd risico op IUVD vanaf een amenorroeduur van 38 weken. Derhalve beveelt de werkgroep aan een inleiding van de baring te bespreken vanaf een amenorroeduur van 38 weken. Hierbij moet de zwangere worden gecounseld volgens de richtlijn “inleiding van de baring”.
Op maternale indicatie kan een inleiding worden overwogen wanneer de klachten, ondanks therapie, een expectatief beleid niet meer mogelijk maken.
Piekwaarde van de galzure zouten >100
Bij een piekwaarde van de galzure zouten ≥100 loopt het risico op IUVD op met het oplopen van de zwangerschapstermijn (Ovadia, 2019). Op basis van dit oplopende risico op IUVD enerzijds en de risico’s van een premature inleiding (hypoglycemie, IRDS, mislukte inleiding) anderzijds kan een inleiding vanaf een zwangerschapsduur van 36 weken worden overwogen. Bovenstaande overwegingen kunnen onderdeel zijn van het counselingsgesprek met de zwangere.
Onderbouwing
Achtergrond
Zwangerschapscholestase is een aandoening gekarakteriseerd door (intense) jeuk zonder huidafwijkingen (behalve krabeffecten) in combinatie met een verhoogde concentratie van random galzure zouten. Er bestaat een relatie tussen zwangerschapscholestase en het optreden van foetale complicaties zoals vroeggeboorte, meconium houdend vruchtwater en intra-uteriene vruchtdood (IUVD). Naast zwangerschapscholestase bestaat er ook cholestase in het kader van (pre-existente) leverziekte. In deze richtlijn wordt deze aandoening buiten beschouwing gelaten. Bij twijfel over de diagnose zwangerschapscholestase kan een consult bij de maag darm lever arts worden overwogen om de differentiaal diagnose behorend bij verhoogde galzure zouten nader uit te diepen.
Sinds de publicatie van de richtlijn cholestase in 2011 en modules 2018 zijn er een aantal relevante artikelen verschenen over dit onderwerp. Deze nieuwe artikelen roepen op tot beleidswijzigingen voor zwangeren met dit ziektebeeld. Omdat deze artikelen nog niet waren opgenomen in de landelijke richtlijn uit 2011 kan dit leiden tot praktijkvariatie. Deze praktijkvariatie kan mogelijk leiden tot substandard care.
In deze richtlijn wordt de behandeling van zwangerschapscholestase buiten beschouwing gelaten. Dit onderwerp wordt in een separate module behandeld.
Conclusies
- GRADE |
No studies were found that answered this question (PICO 1: In the decision for induction of labor in women with cholestasis, does the consideration of gestational age (stratified per week and in preterm versus term) and/or severity of cholestasis (bile acid concentration) reduce the risk of perinatal mortality and morbidity?). |
- GRADE |
Due to the lack of data, it is not possible to draw conclusions about the effect of induction/section before 37 weeks compared to expectant management on fetal and neonatal mortality, the number of NICU admissions and the duration of NICU admission in women with gestational cholestasis. |
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about the effect of early term delivery (≥ 37 weeks gestation) on fetal and neonatal mortality compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy.
Sources: (Jain, 2013; Chappel, 2012) |
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about the effect of early term delivery (≥ 37 weeks gestation) on NICU admission compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy.
Sources: (Jain, 2013; Chappel, 2012) |
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about the effect of early term delivery (≥ 37 weeks of gestation) on meconium-stained amniotic fluid compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy.
Sources: (Chappel, 2012) |
- GRADE |
No studies were found that reported on the outcomes APGAR score < 7 at 5 minutes or infant respiratory distress syndrome (IRDS) for early term delivery (≥ 37 weeks gestation) compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy. |
- GRADE |
No studies were found describing the relation between the severity of intrahepatic cholestasis of pregnancy (level of total bile acids) and fetal/neonatal outcomes in women with cholestasis of pregnancy taking in account correction for patient level confounders.Source: - |
Samenvatting literatuur
Comparison induction of labor versus expectant management < 37 weeks gestational age.
Description of studies
Puljic (2015) conducted an observational cohort study for the optimal timing of labor in women with gestational cholestasis by reporting the risk of fetal and neonatal mortality for each week of gestational age. Data from 1,604,386 pregnant women were included. Based on the ICD-codes, it was determined that in 5,545 cases the pregnancy had been complicated by gestational cholestasis. Puljic (2015) reported the risk of fetal mortality per gestational week (calculated by the number of fetal mortality cases divided by the number of ongoing pregnancies in specific weeks) and the risk of neonatal death in the week following birth as a measure of risk of the birth. Furthermore, Puljic (2015) defined the risk of expectant management for a certain week (per 10,000 fetuses at risk) as the risk of fetal mortality in that week plus the risk of neonatal mortality in the following week (as a measure of risk of birth). Unfortunately, no further data were reported on the number of births per week and the number of fetal and neonatal mortality per week. The statistical analyzes are unclear.
Results
Foetal and neonatal mortality
Puljic (2015) reported that fetal mortality (per 10,000 ongoing pregnancies) between 34 and 40 weeks of gestation was higher in women with gestational cholestasis than in women without gestational cholestasis. From 36 weeks of gestation, the risk of death due to preterm birth (represented as neonatal deaths per 10,000 live births) in women with gestational cholestasis is lower than the risk of intra-uterine fetal demise. In other words, the risk of expectant management from 36 weeks onwards is greater than the risks associated with preterm birth. For a comprehensive overview of the results, we refer to the evidence table.
Neonatal intensive care unit (NICU) admission
Puljic (2015) did not report the outcome NICU admission.
Duration of NICU admission
Puljic (2015) did not report the outcome duration of NICU admission.
Level of evidence of the literature
Because of the unclear/absent statistical analyzes, uncertainty about the number of occurrences of fetal and neonatal mortality and the number of women who gave birth at a given gestational age, it has been decided not to GRADE the level of evidence for the outcome measures 'fetal and neonatal mortality'.
The level of evidence for the outcome measures NICU admission and duration of admission could not be graded due to lack of data.
- GRADE |
Due to the lack of data, it is not possible to draw conclusions about the effect of induction/section before 37 weeks compared to expectant management on fetal and neonatal mortality, the number of NICU admissions and the duration of NICU admission in women with gestational cholestasis. |
Comparison induction of labor versus expectant management > 37 weeks gestational age
Jain (2013) is a prospective randomized study that included 69 women with obstetric cholestasis. Group I (n=34) was planned for delivery at 37 weeks and in Group II (n=35) pregnancy was carried to 38 weeks under surveillance.
Foetal surveillance started at diagnosis (34 weeks or later) and included daily maternal record of foetal movements, and biophysical profile. The frequency of foetal monitoring was weekly before 36 weeks and biweekly after 36 weeks. All study patients received treatment with ursodeoxycholic acid (300 mg twice daily). In patients with severe symptoms, the dose was further increased to 900 mg to a maximum of 1500 mg/day. Primary outcome of the study was correlation of foetal and neonatal complication rates to gestational age at delivery.
Chappel (2012) is a semifactorial design randomized controlled trial (PITCH study) including n=125 women from 9 maternity units in the UK. Women with intrahepatic cholestasis of pregnancy (pruritus and raised maternal serum bile acids) or pruritus and raised alanine transaminase (> 100 IU/L) were recruited after 24 weeks' gestation (n=111). Included women were primarily randomized in a therapeutic trial comparing UDCA (n=56) with placebo (n=55). A subgroup of women from this cohort and an additional 14 women not included in the therapeutic trial was subsequently randomized to the early term delivery group (n=30; induction or delivery commenced between 37 + 0 and 37 + 6) or to the group expectant management (n=33; spontaneous labor awaited until 40 weeks or caesarean section as indicated, usually after 39 weeks' gestation). Primary outcome for the timing of delivery comparison was caesarean section.
Foetal and neonatal mortality
Jain (2013) reported no stillbirths in the study. Jain (2013) did not report the outcome neonatal death in an intention to treat analysis, however the outcome was reported for gestational age at delivery (table 1).
Table 4.1 Gestation at delivery in correlation to neonatal death (Jain, 2013)
<37 weeks |
No neonatal death |
(n/N=0/8) |
weeks 37–38 |
1 neonatal death |
(n/N=1/31) |
>38 weeks |
No neonatal deaths |
(n/N=0/28) |
Chappel (2012) reported no stillbirths or neonatal deaths in either group. The outcome live birth (until discharge from hospital) occurred in 100% in both groups.
Neonatal intensive care unit (NICU) admission
Jain (2013) did not report the outcome NICU admission in an intention to treat analysis.
Chappel (2012) reported 3% (n/N = 1/30) NICU admissions in the group early term delivery and 6% (n/N=2/33) in the group expectant management (RR 0.54, 95%CI 0.05 to 5.72).
Duration of NICU admission
Jain (2013) did not report the outcome duration of NICU admission.
Chappel (2012) reported the mean duration of admission to neonatal unit. Mean duration of admission was 2 days in the group early term delivery and 6.5 days (sd 0.7) in the group expectant management.
Meconium-stained amniotic fluid
Chappel (2012) reported meconium-stained amniotic fluid in 10% (n/N=3/30) in the group early term delivery and 18.2% (n/N=6/33) in the group expectant management (RR 0.71 95%CI 0.23 to 2.17).
Level of evidence of the literature
The level of evidence regarding the outcome measures mortality, NICU admission, and meconium-stained amniotic fluid was downgraded by 3 levels because of study limitations (risk of bias, no intention to treat analysis, Jain (2013)) and number of included patients (imprecision) to very low.
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about the effect of early term delivery (≥ 37 weeks gestation) on fetal and neonatal mortality compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy.
Sources: (Jain, 2013; Chappel, 2012) |
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about the effect of early term delivery (≥ 37 weeks gestation) on NICU admission compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy.
Sources: (Jain, 2013; Chappel, 2012) |
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about the effect of early term delivery (≥ 37 weeks of gestation) on meconium-stained amniotic fluid compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy.
Sources: (Chappel, 2012) |
- GRADE |
No studies were found that reported on the outcomes APGAR score < 7 at 5 minutes or infant respiratory distress syndrome (IRDS) for early term delivery (≥ 37 weeks gestation) compared to expectant management in women with cholestasis in pregnancy. |
Results - PICO 3
Description of studies
For this research question, only studies were found that performed univariate analysis of determinants, without correction for patient level confounding factors. One meta-analysis (Ovadia, 2019) and three retrospective cohort studies published after the search of the meta-analysis (Celik, 2019; Juusela, 2019; Guszczynska-Losy, 2020) were included in the description of the literature.
Ovadia (2019) is an individual patient data meta-analyses that included studies reporting perinatal outcomes for women with intrahepatic cholestasis of pregnancy when serum bile acid concentrations were available. A systematic review of the literature was performed by searching PubMed, Web of Science, and Embase databases for studies published from database inception to June 1, 2018. Inclusion criteria were studies defining intrahepatic cholestasis of pregnancy based upon pruritus and elevated serum bile acid concentrations, with or without raised liver aminotransferase concentrations. Eligible studies were case-control, cohort, and population-based studies, and randomised controlled trials, with at least 30 participants, that reported bile acid concentrations and perinatal outcomes. The regression analyses were not adjusted for patient level confounders (such as coexistent pre-eclampsia and gestational diabetes).
Ovadia (2019) reported, based on data from the systematic review, 45/542 stillbirths in the group women with intrahepatic cholestasis of pregnancy and 519/164.601 stillbirths in the control group (OR 1.46, 95% CI 0.73 to 2.89).
The association between stillbirth and peak TBA concentrations for singleton pregnancies was reported based on individual patient data associations between serum biochemistry and adverse perinatal outcome for singleton pregnancies. ROC curves (AUC, 95%CI) were reported to assess the association between bile acids and adverse perinatal outcome. For the outcome stillbirth an AUC was reported for bile acids: Stillbirth n/N (%) 25/4.269 (1%) with an AUC of 0.83 (95%CI 0.74-0.92).
To assess whether a threshold of total bile acid concentration associated with an increased
risk of stillbirth could be defined, Ovadia (2019) performed stepwise logistic regression analysis between bile acid categories at 20 µmol/L intervals. For singleton pregnancies, the prevalence of stillbirth was three (0.13%; 95% CI 0.02 to 0.38) of 2310 intrahepatic cholestasis of pregnancy cases in women with serum total bile acids of less than 40 µmol/L, versus four (0.28%; 0.08–0.72) of 1412 cases with total bile acids of 40–99 µmol/L (hazard ratio 2.35 95%CI 0.52 to 10.50), and versus 18 (3.44%; 2.05–5.37) of 524 cases for bile acids of 100 µmol/L or more (HR 30.50 [8.83–105.30]).
To establish whether risk of stillbirth in women with total bile acids of less than 100 µmol/L was increased compared with the background population risk, Ovadia (2019) used published data on the prevalence of national stillbirth as comparator groups in a weighted analysis. No increased stillbirth risk for women with singleton intrahepatic cholestasis of pregnancy were found in the IPD analysis with total bile acids of less than 40 µmol/L or 40–99 µmol/L when compared with the pooled national prevalence of stillbirth from 2000 (0.42%) or 2015 (0.33%).
ROC curves (AUC, 95%CI) were reported to assess the association between bile acids and adverse perinatal outcome. The outcome neonatal death was reported in 7/2888 (<1%) with an AUC of 0.62 (95%CI 0.38-0.86). However, no comparison for different concentrations of bile acids was reported.
ROC curves (AUC, 95%CI) were reported to assess the association between bile acids and adverse perinatal outcome. Area under the curve for NICU admission n/N= 789/4014 (20%) was reported (AUC 0.55 (95%CI 0.52-0.57). AUC was further reported for preterm birth (AUC 0.60 (0.58-0.63), meconium-stained amniotic fluid (AUC 0.62 (0.59-0.64), and Apgar score < 7 at 5 minutes (AUC 0.65 (0.58-0.71). No comparison for different levels of bile acids was reported.
Celik (2019) is a retrospective observational study including 370 patients diagnosed with ICP. The study evaluated patients in two groups according to serum bile acid level before UDCA (> 40 μmol/L or < 40 μmol/L).
Management of ICP: timing of delivery in ICP patients was planned to be 37–38 weeks at the latest, immediate delivery with labour induction or caesarean section was planned in patients diagnosed with ICP after 38 weeks and later, while patients with severe cholestasis patients with higher bile acid levels (>40 μmol/L) were delivered at 34–37 weeks. Univariate logistic regression analysis was used to study the relation of cholestasis of pregnancy on perinatal outcomes. The study additionally reviewed foetal outcomes in ICP patients before or after 34 weeks gestation.
No cases of perinatal mortality were reported in the study in either group; n=0 in the group mild cholestasis (Total bile acids < 40 μmol/L), n=246) and n=0 in the group severe cholestasis (Total bile acids > 40 μmol/L, n=124).
The outcome neonatal unit admission was reported in 15.4% (n/N= 38/246) in the group mild cholestasis (and 33% (n/N= 41/124) in the group severe cholestasis (OR 4.19, 95% CI 2.17 to 8.10). The outcome preterm delivery was reported in 13% in the group mild cholestasis and 51% in the group severe cholestasis (OR 4.67, 95% CI 2.79 to 7.82). The outcome meconium staining was reported in 7.7% in the group mild cholestasis and 25% in the group severe cholestasis (OR 3.98, 95% CI 2.14 to 7.40)
Juusela (2019) is a retrospective chart review of women with intrahepatic cholestasis of pregnancy (n=61). Inclusion criteria were women with singleton gestations with the diagnosis of ICP, with BA ≥10mol/L, and in whom diagnostic work-up ruled out other causes of liver disease. Exclusion criteria were women admitted with bile acids <10mol/L; with other hepatic diseases and diseases affecting liver function tests; multiple gestations; and those who had no follow-up, delivered at another institution, or incomplete medical records.
In none of the 61 patients diagnosed with ICP included in the study IUFD, stillbirth, abruption, or neonatal demise occurred.
Table 4.2 NICU admission, spontaneous preterm labour, respiratory distress syndrome, meconium stained amniotic fluid (Juusela, 2019)
|
AUC |
T-value |
Sens |
Spec |
PPV |
NPV |
LR+ |
LR- |
Acc |
p-value |
NICU |
0.597 |
25 |
75.00% (95% CI 0.499–0.901)
|
48.90% (95% CI 0.350–0.630)
|
34.30%
|
84.60%
|
1.467
|
0.511 |
0.557
|
0.317 |
Spontaneous PTL |
0.836 |
37 |
100.00% 0.506–1.000 |
60.70% 0.476–0.724 |
18.50% |
100.00% |
2.545 |
0 |
0.639 |
0.002
|
RDS |
0.52 |
66 |
40.00% 0.120–0.769 |
83.90% 0.719–0.915 |
18.20% |
94.00% |
2.489 |
0.715 |
0.803 |
0.914
|
MSAF |
0.767 |
42 |
85.70% 0.464–0.990 |
66.70% 0.533–0.777 |
25.00% |
97.30% |
2.571 |
0.214 |
0.689 |
0.006 |
Guszczynska-Losy (2020) is a retrospective observational study including patients with ICP including women with single, twin and triplet pregnancies (n=86). Patients were divided into 3 groups according to their fasting serum bile acid level (group I n = 60, 10 to 39.90 μmol/L; group II n = 20, 40-99.90 μmol /L; group III n = 6, TBA (total bile acids) ≥ 100.00 μmol/L).
The relation of serum TBA with adverse perinatal outcome was studied. In the examined group of pregnant women with cholestasis, 67 had a singleton pregnancy, 18 had a twin pregnancy and one had a triplet pregnancy.
Table 4.3 Perinatal outcomes of patients with mild and severe cholestasis (single, twin and triplet pregnancy)
Outcome |
TBA < 40.0 μmol/L; n = 60 |
TBA ≥ 40 μmol/L; n = 26 |
p value
|
Stillbirths |
0 |
0 |
|
Preterm delivery < 37th week of gestation (n) (%) |
14 (23%) |
14 (54%) |
0.006 |
Spontaneous (n) (%) |
5 (38%) |
2 (14%) |
0.385 |
Iatrogenic (n) (%) |
9 (62%) |
12 (86%) |
|
NICU admission (n) (%) |
23 (32%) |
17 (50%) |
0.066 |
NICU length of stay (days), median (range) |
4 (3–42) |
5 (3–90) |
0.047 |
Ventilation or intubation (n) (%) |
11 (15%) |
10 (29%) |
0.082 |
Breathing problems (n) (%) |
14 (19%) |
11 (32%) |
0.134 |
Presence of meconium — stained amniotic fluid (n) (%) |
7 (10%) |
8 (24%) |
0.053 |
Apgar score < 7 at 5th min after birth (n) (%) |
2 (3%) |
1 (3%) |
0.953 |
Table 4.4 OR for adverse perinatal outcomes (TBA) in intrahepatic cholestasis of pregnancy in singleton pregnancy
Outcome |
OR (95% CI)* |
p-value |
Preterm births |
2.91 (1.17–7.40) |
0.026 |
Admission to NICU |
2.60 (1.06–6.38) |
0.037 |
Ventilation |
2.16 (1.08–4.34) |
0.030 |
Breathing disorders |
1.60 (0.58–4.46) |
0.367 |
Presence of meconium in amniotic fluid |
1.70 (0.33–6.47) |
0.609 |
*Reference category is TBA 0–39.9 μmol/L
As compared to women with intrahepatic cholestasis of pregnancy <40 μmol/L, in women with TBA > 40 μmol/L the study reported a higher rate of preterm births (OR 2.91, 95%CI 1.17 to 7.40), and neonatal admission to NICU (OR 2.60, 95%CI 1.06 to 6.38). No differences were reported in breathing disorders (OR 1.60, 95%CI 0.58 to 4.46) or presence of meconium in amniotic fluid (OR 1.70, 95%CI 0.33 to 6.47). No stillbirths were reported in either group (TBA <40 μmol/L, n/N 0/60; >40 μmol/L, n/N 0/26).
Conclusions
- GRADE |
No studies were found describing the relation between the severity of intrahepatic cholestasis of pregnancy (level of total bile acids) and fetal/neonatal outcomes in women with cholestasis of pregnancy taking in account correction for patient level confounders.Source: - |
Zoeken en selecteren
A systematic review of the literature was performed to answer the following questions:
PICO 1- In the decision for induction of labor in women with cholestasis, does the consideration of gestational age (stratified per week and in preterm versus term) and/or severity of cholestasis (bile acid concentration) reduce the risk of perinatal mortality and morbidity?
P: | women with intrahepatic cholestasis of pregnancy |
I: | treatment decision based on a prognostic model including gestational age and concentration bile acids |
C: | treatment decision without use of a prognostic model that includes gestational age and/or severity of cholestasis |
O: | fetal and neonatal mortality, NICU admission, APGAR score < 7 at 5 minutes, meconium-stained amniotic fluid, infant respiratory distress syndrome. |
PICO 2 - What are the (un)favorable effects of induction of labor compared to expectant management in women with ICP?
P: | women with intrahepatic cholestasis of pregnancy (stratified for gestational age and concentration bile acids); |
I: | Induction of labor; |
C: | Expectant management; |
O: |
fetal and neonatal mortality, NICU admission, APGAR score < 7 at 5 minutes, meconium-stained amniotic fluid, prematurity (< 37 weeks), infant respiratory distress syndrome (IRDS). |
PICO 3 - Which factors are associated/related to unfavorable maternal and perinatal outcomes in women with intrahepatic cholestasis of pregnancy?
P: | women with intrahepatic cholestasis of pregnancy; |
I: | gestational age, concentration bile acids; |
C: | -; |
O: | fetal and neonatal mortality, NICU admission, APGAR score < 7 at 5 minutes, meconium-stained amniotic fluid, prematurity (< 37 weeks), infant respiratory distress syndrome (IRDS). |
Relevant outcome measures
The guideline development group considered perinatal mortality and NICU admission as critical outcome measures for decision making; and APGAR score <7 at 5 minutes, meconium present in amniotic fluid, prematurity, and IRDS as important outcome measures for decision making.
A priori, the working group did not define the outcome measures listed above but used the definitions used in the studies.
The working group defined any statistical difference in perinatal mortality and maternal mortality as a minimal clinically (patient) important difference. For all other outcome measures, the GRADE default - RR<0.80 or RR>1.25 for dichotomous outcomes (Schünemann, 2013) and 0.5 standard deviation for continuous outcomes - was taken as a minimal clinically important difference.
Search and select (Methods)
The databases Medline (via OVID) and Embase (via Embase.com) were searched with relevant search terms until July 9th, 2020. The detailed search strategy is depicted under the tab Methods. The systematic literature search resulted in 320 hits. Studies were selected based on the following criteria: systematic reviews (searched in at least two databases, detailed search strategy available and risk-of-bias assessment), randomized trials or observational studies in which patients with gestational cholestasis participated and in which a comparison was made between induction of labor or expectant management or different levels of bile acids. In addition, at least one of the above (relevant) outcome measures had to be included. The working group assessed the definition of pregnancy cholestasis used in the studies, level of bile acid was not an inclusion or exclusion criterium. 32 studies were initially selected based on title and abstract screening. After reading the full text, 25 studies were excluded (see the table with reasons for exclusion under the tab Methods), and 7 studies were included.
PICO 1.
No studies were included.
PICO 2
Three studies were included.
PICO 3
To study prognostic factors the preferred study design would be an RCT that assesses the effectiveness of a prognostic model (PICO 1). If there are no studies available with aforementioned design, studies are included that study prognostic factors by means of a multivariate analysis. Four studies were found that did not report a multivariate model describing the relation between prognostic factors and neonatal outcomes in pregnant women (singleton pregnancy) with cholestasis. However, these studies did report this association in univariate analyses. These studies are described below, in order to present an overview of less direct evidence. However, no GRADE-assessment of these studies is performed, since the minimum criteria for inclusion are not fulfilled.
Results - PICO 1
No studies were included.
Conclusion
- GRADE |
No studies were found that answered this question (PICO 1). |
Results- PICO 2
Three studies were included in the analysis of the literature. Important study characteristics and results are summarized in the evidence tables. The assessment of the risk of bias is summarized in the risk of bias tables.
Referenties
- Çelik, S., Çalışkan, C. S., Çelik, H., Güçlü, M., & Başbuğ, A. (2019). Predictors of adverse perinatal outcomes in intrahepatic cholestasis of pregnancy. Ginekologia polska, 90(4), 217-222.
- Chappell, L. C., Gurung, V., Seed, P. T., Chambers, J., Williamson, C., & Thornton, J. G. (2012). Ursodeoxycholic acid versus placebo, and early term delivery versus expectant management, in women with intrahepatic cholestasis of pregnancy: semifactorial randomised clinical trial. Bmj, 344.
- Jain, R., Suri, V., Chopra, S., Chawla, Y. K., & Kohli, K. K. (2013). Obstetric cholestasis: outcome with active management. Journal of Obstetrics and Gynaecology Research, 39(5), 953-959.
- Juusela, A. L., Cordero, L., Gimovsky, M., & Nazir, M. (2019). Correlation of bile acids and aspartate-aminotransferase with outcomes in cholestasis of pregnancy. Journal of neonatal-perinatal medicine, (Preprint), 1-7.
- Guszczynska-Losy, M., Wirstlein, P. K., Wender-Ozegowska, E., & Kedzia, M. (2020). Evaluation of predictive value of biochemical markers for adverse obstetrics outcomes in pregnancies complicated by cholestasis. Ginekologia Polska, 91(5), 269-276.
- Mehrabadi, A., Lisonkova, S., & Joseph, K. S. (2016). Heterogeneity of respiratory distress syndrome: risk factors and morbidity associated with early and late gestation disease. BMC pregnancy and childbirth, 16(1), 1-10.
- Ovadia, C., Seed, P. T., Sklavounos, A., Geenes, V., Di Ilio, C., Chambers, J., ... & Williamson, C. (2019). Association of adverse perinatal outcomes of intrahepatic cholestasis of pregnancy with biochemical markers: results of aggregate and individual patient data meta-analyses. The Lancet, 393(10174), 899-909.
- Puljic A, Kim E, Page J, Esakoff T, Shaffer B, LaCoursiere DY, et al. The risk of infant and fetal death by each additional week of expectant management in intrahepatic cholestasis of pregnancy by gestational age. American Journal of Obstetrics & Gynecology. 2015;212(5):667.e1-5.
- Clair, C. S., Norwitz, E. R., Woensdregt, K., Cackovic, M., Shaw, J. A., Malkus, H., ... & Illuzzi, J. L. (2008). The probability of neonatal respiratory distress syndrome as a function of gestational age and lecithin/sphingomyelin ratio. American journal of perinatology, 25(08), 473-480.
- Vasak, B., Koenen, S. V., Koster, M. P. H., Hukkelhoven, C. W. P. M., Franx, A., Hanson, M. A., & Visser, G. H. A. (2015). Human fetal growth is constrained below optimal for perinatal survival. Ultrasound in Obstetrics & Gynecology, 45(2), 162-167.
- Vasak, B., Verhagen, J. J., Koenen, S. V., Koster, M. P., de Reu, P. A., et al. & Visser, G. H. (2017). Lower perinatal mortality in preterm born twins than in singletons: a nationwide study from The Netherlands. American journal of obstetrics and gynecology, 216(2), 161-e1.
- Walker IA, Nelson-Piercy C, Williamson C. Role of bile acid measurement in pregnancy. Ann Clin Biochem 2002; 39(Pt 2):105-113.
Evidence tabellen
Research question:
Study reference |
Study characteristics |
Patient characteristics 2 |
Intervention (I) |
Comparison / control (C) 3
|
Follow-up |
Outcome measures and effect size 4 |
Comments |
Jain, 2013 |
Type of study: RCT
Setting and country: Single center, India
Funding and conflicts of interest: ‘We declare that we have no conflict of interest in relation to the article’ |
Inclusion criteria: Women diagnosed with ICP. Diagnosis was based on generalized persistent pruritus in association with abnormal liver function tests in pregnant women during the third trimester (32–36 weeks).
Exclusion criteria:
N total at baseline: Intervention: Control:
Groups comparable at baseline? Groups were comparable with respect to age, parity, median gestation at pruritus and visual analogue score.
|
planned for delivery at 37 weeks
|
pregnancy was carried to 38 weeks under surveillance |
Length of follow-up: Not described
Loss-to-follow-up: No information
Incomplete outcome data: No information |
There were no stillbirths reported in the study I: n/N= 0/34 C: n/N: 0/35 |
|
Chappel, 2012 |
Type of study: RCT, semifactorial trial of two interventions
Setting and country: Multicenter, UK
Funding and conflicts of interest:
Conflict of interest statement Competing interests: All authors have completed the ICMJE uniform disclosure form at www.icmje.org/coi_disclosure.pdf (available on request from the corresponding author) and declare that: LCC is funded by a Department of Health-NHS clinical senior lecturer award, VG was funded by Nottingham University Hospitals NHS Trust and NIHR research for patient benefit programme, PTS is funded by Tommy’s Charity, and CW is funded by the Biomedical Research Centre at Imperial College Healthcare NHS Trust; JC is the founder of Obstetric Cholestasis Support UK, a support group for women and families affected by obstetric cholestasis; no financial relationships with any organisations that might have an interest in the submitted work in the previous three years; and no other relationships or activities that could appear to have influenced the submitted work.
|
Inclusion criteria: Women were eligible if they had confirmed intrahepatic cholestasis of pregnancy (itching in pregnancy with other causes excluded, in association with a serum bile acid level greater than the upper limit of normal for that unit’s laboratory) or if they had pruritus with raised alanine transaminase levels (>100 IU/L) and were between 24+0 and 40+6 weeks pregnant for the ursodeoxycholic acid comparison or between 34+1 and 37+6 weeks with a singleton pregnancy for the timing of delivery comparison.
Exclusion criteria: -women age < 18 years; -laboratory confirmed hepatitis A or hepatitis B, pre-eclampsia, primary hepatic disorders, known α-1 antitrypsin deficiency, or current drugs causing deranged liver enzymes; were known to have a lethal fetal anomaly; -allergy to any component of the ursodeoxycholic acid or placebo capsules; -unable to give informed consent.
N total at baseline: Intervention: 30 Control:33
Important prognostic factors2: For example age ± SD: I: C:
Groups comparable at baseline?
|
early term delivery (induction or delivery started between 37+0 and 37+6) |
expectant management (where spontaneous labour was awaited or caesarean delivery undertaken according to normal obstetric guidelines, usually after 39 weeks’ gestation). By consensus, obstetricians could arrange delivery in the latter group from 40+0 weeks’ gestation. |
Length of follow-up: Not described
Loss-to-follow-up: No loss-to-follow-up in intervention or control group
Incomplete outcome data: For the delivery vs expectant management comparison, none in the delivery group discontinued the intervention and 20 in the expectant management group discontinued (non-exclusive - 7 fetal/maternal compromise 10 maternal request for delivery, 14 obstetrician decision for delivery). |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
Live birth (up to discharge from hospital) I: N=30/30 (100%) C:N=33/33 (100%)
NNU (neonatal unit admission) I: 3% (n/N = 1/30) C: 6% (n/N=2/33) RR: 0.54, 95%CI 0.05 to 5.72.
Duration of admission to neonatal unit (mean/days(sd)). I: 2 days C:6.5 days (sd 0.7)
|
|
Puljic (2015) |
Study characteristics Type of study: Retrospective cohort Setting: Administrative data Country: USA (California)
Source of funding: No conflict of interest |
Patient characteristics 2 Inclusion criteria: Women between 34 and 40 weeks’ gestation with and without ICP.
Exclusion criteria: Multiple gestations and congenital anomalies.
N total at baseline: N=1.604.386 N with ICP= 5545 N without ICP= 1.598.841 |
|
|
Length of follow-up: Starting 9 month prior to delivery and up to 1 year after delivery.
Loss-to-follow-up: No information
Incomplete outcome data: No information |
Outcome measures:
Stillbirth (fetal demise at or after 20 weeks’ gestation) per 10.000 ongoing pregnancies (95% CI)
ICP Wk 34: 2.3 (0.0-6.2) Wk 35: 4.4 (0.0-6.2) Wk 36: 6.8 (0.0-13.8) Wk 37: 8.0 (0.0-16.0) Wk 38: 4.7 (0.0-11.9) Wk 39: 11.1 (0.0-25.1) Wk 40: 26.5 (0.0-56.5)
Without ICP Wk 34: 1.7 (1.5-1.9) Wk 35: 1.9 (1.7-2.1) Wk 36: 2.1 (1.9-2.3)
Infant death per 10.000 live births (95% CI)
ICP Wk 34: 22.2 (10.2-34.2) Wk 35: 26.9 (13.5-40.3) Wk 36: 4.7 (0.0-10.5) Wk 37: 12.3 (2.4-22.3) Wk 38: 13.7 (1.5-26.0) Wk 39: 18.3 (0.5-36.2) Wk 40: 22.5 (0.0-50.2)
Without ICP Wk 34: 42.1 (41.1-43.0) Wk 35: 27.1 (26.4-27.9) Wk 36: 22.9 (22.2-23.6) Wk 37: 18.0 (17.3;18.6) Wk 40: 10.4 (9.8;11.0)
Risk of expectant management (risk of stillbirth at this week + risk of infant death in succeeding week)
ICP Wk 34: 29.2 (15.5;43.0) Wk 35: 9.1 (1.4;16.9) Wk 36: 19.2 (7.6;30.8) Wk 37: 21.7 (8.5;35.0) Wk 40: 25.2 (0.0;54.51)
Without ICP Wk 34: 28.8 (28.0;29.6) Wk 35: 24.7 (24.0;25.5) Wk 36: 20.0 (19.4;20.7) Wk 37: 14.1 (13.5;14.6) Wk 40: 5.8 (5.3;6.4) |
|
Notes:
- Prognostic balance between treatment groups is usually guaranteed in randomized studies, but non-randomized (observational) studies require matching of patients between treatment groups (case-control studies) or multivariate adjustment for prognostic factors (confounders) (cohort studies); the evidence table should contain sufficient details on these procedures
- Provide data per treatment group on the most important prognostic factors [(potential) confounders]
- For case-control studies, provide sufficient detail on the procedure used to match cases and controls
- For cohort studies, provide sufficient detail on the (multivariate) analyses used to adjust for (potential) confounders
Risk of bias table for intervention studies (randomized controlled trials)
Research question:
Study reference
(first author, publication year) |
Describe method of randomisation1 |
Bias due to inadequate concealment of allocation?2
(unlikely/likely/unclear) |
Bias due to inadequate blinding of participants to treatment allocation?3
(unlikely/likely/unclear) |
Bias due to inadequate blinding of care providers to treatment allocation?3
(unlikely/likely/unclear) |
Bias due to inadequate blinding of outcome assessors to treatment allocation?3
(unlikely/likely/unclear) |
Bias due to selective outcome reporting on basis of the results?4
(unlikely/likely/unclear) |
Bias due to loss to follow-up?5
(unlikely/likely/unclear) |
Bias due to violation of intention to treat analysis?6
(unlikely/likely/unclear) |
Jain, 2013 |
Randomization into two groups was done using Tippet’s table (random number table).
|
Unclear, not described |
Likely, blinding was not possible due to the nature of the intervention |
Likely, blinding was not possible due to the nature of the intervention |
Unclear, no information |
Unclear |
Unclear, participants who did not attend the scheduled visits or who did not return for delivery at the stipulated time were considered as ‘lost to follow up’. These women were excluded from analysis of outcome of present pregnancy; however, data regarding patients’ history were used for statistical calculations |
Likely |
Chappel, 2012 |
Randomisation occurred through the Nottingham Clinical Trials Unit using a web based database and randomisation system. The random allocation sequence for each comparison was generated by using a specific function (-ralloc-) in Stata (StataCorp, College Station, TX) software within the clinical unit using randomly varying block sizes of two, four, and six. The random allocation sequence was not revealed until all data outcomes had been collected and the statistical analysis plan registered. Randomisation was stratified by the gestation at recruitment for the ursodeoxycholic acid comparison and by trial centre for both comparisons. Randomisation for both comparisons within the trial was in a 1 to 1 allocation ratio. Women who were eligible for both were permitted to participate in either or both factorial comparisons. Those who participated in the drug comparison before 34 weeks’ gestation were not allowed to join the timed delivery comparison until 34 weeks, so for that group, randomisation to the two treatment comparisons occurred at different times. Allocation occurred centrally at the clinical unit using a web based database. |
Unlikely |
Likely, blinding was not possible due to the nature of the intervention |
Likely, blinding was not possible due to the nature of the intervention |
Likely, the timed delivery comparison was not blinded to obstetrician, patient or outcome assessor |
Unlikely, trial registered |
Unlikely, no loss-to-follow-up in either groups |
Unlikely, trial analysis followed the intention to treat principle, with women analysed according to the original randomised allocation, irrespective of adherence or crossovers |
- Randomisation: generation of allocation sequences have to be unpredictable, for example computer generated random-numbers or drawing lots or envelopes. Examples of inadequate procedures are generation of allocation sequences by alternation, according to case record number, date of birth or date of admission.
- Allocation concealment: refers to the protection (blinding) of the randomisation process. Concealment of allocation sequences is adequate if patients and enrolling investigators cannot foresee assignment, for example central randomisation (performed at a site remote from trial location) or sequentially numbered, sealed, opaque envelopes. Inadequate procedures are all procedures based on inadequate randomisation procedures or open allocation schedules..
- Blinding: neither the patient nor the care provider (attending physician) knows which patient is getting the special treatment. Blinding is sometimes impossible, for example when comparing surgical with non-surgical treatments. The outcome assessor records the study results. Blinding of those assessing outcomes prevents that the knowledge of patient assignement influences the proces of outcome assessment (detection or information bias). If a study has hard (objective) outcome measures, like death, blinding of outcome assessment is not necessary. If a study has “soft” (subjective) outcome measures, like the assessment of an X-ray, blinding of outcome assessment is necessary.
- Results of all predefined outcome measures should be reported; if the protocol is available, then outcomes in the protocol and published report can be compared; if not, then outcomes listed in the methods section of an article can be compared with those whose results are reported.
- If the percentage of patients lost to follow-up is large, or differs between treatment groups, or the reasons for loss to follow-up differ between treatment groups, bias is likely. If the number of patients lost to follow-up, or the reasons why, are not reported, the risk of bias is unclear
- Participants included in the analysis are exactly those who were randomized into the trial. If the numbers randomized into each intervention group are not clearly reported, the risk of bias is unclear; an ITT analysis implies that (a) participants are kept in the intervention groups to which they were randomized, regardless of the intervention they actually received, (b) outcome data are measured on all participants, and (c) all randomized participants are included in the analysis.
Table of excluded studies
Author and year |
Reason for exclusion |
Brouwers, 2015 |
In Ovadia (2019) |
Chen, 2013 |
Voldoet niet aan de PICO, niet juiste vergelijking |
Demir, 2014 |
Voldoet niet aan de PICO, niet juiste vergelijking |
Al Shobaili, 2011 |
In Ovadia 2019 |
Garcia-Flores, 2015 |
In Ovadia 2019 |
Hak, 2015 |
Geen vergelijkende studie |
Kong, 2016 |
Voldoet niet aan de PICO; vergelijkt behandeling met ursochol met controle |
Friberg, 2016 |
Voldoet niet aan de PICO, niet juiste vergelijking |
Jin, 2015 |
Voldoet niet aan de PICO, niet juiste vergelijking: early- versus late-onset intrahepatic cholestasis of pregnancy |
Kohari, 2017 |
Voldoet niet aan de PICO: niet juiste vergelijking |
Labbe, 2018 |
Franstalig artikel |
Lo, 2015 |
Voldoet niet aan de PICO: modelling study |
Madazli, 2015 |
In Ovadia 2019 |
Pata, 2011 |
Voldoet niet aan de PICO: niet juiste vergelijking en uitkomsten |
Sargin, 2014 |
In Ovadia 2019 |
Wilkstrom, 2013a |
Voldoet niet aan de PICO, geen data mbt serum bile acid levels. |
Wilkstrom, 2013b |
In Ovadia 2019 |
Triunfo, 2020 |
Voldoet niet aan de PICO: Vergelijk behandeling UDCA: ursodeoxycholic acid en UDCA + SAMe: S-adenosyl methionine |
Estiu, 2017 |
In Ovadia 2019 |
Geenes, 2014 |
In Ovadia 2019 |
Ciu, 2017 |
Review voor Ovadia (2019) |
Di Mascio, 2019 |
review keuze voor Ovadia (2019) |
Furrer, 2016 |
In Ovadia 2019 |
Oztas, 2015 |
voldoet niet aan de PICO, niet juiste vergelijking |
Liu, 2016 |
In Ovadia 2019 |
Verantwoording
Autorisatiedatum en geldigheid
Laatst beoordeeld : 01-11-2024
Laatst geautoriseerd : 01-11-2024
Geplande herbeoordeling : 01-11-2029
Algemene gegevens
De ontwikkeling/herziening van deze richtlijnmodule werd ondersteund door het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (www.demedischspecialist.nl/kennisinstituut) en werd gefinancierd uit de Stichting Kwaliteitsgelden Medisch Specialisten (SKMS). De financier heeft geen enkele invloed gehad op de inhoud van de richtlijnmodule.
Samenstelling werkgroep
Voor het ontwikkelen van de richtlijnmodule is in 2019 een werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van alle relevante specialismen (zie hiervoor de Samenstelling van de werkgroep) die betrokken zijn bij de zorg voor vrouwen met sectio in de voorgeschiedenis en zwangerschapscholestase.
Werkgroep
- Dr. C.J. (Caroline) Bax, gynaecoloog-perinatoloog, werkzaam in het Amsterdam UMC locatie AMC, NVOG, voorzitter stuurgroep
- Dr. S.V. (Steven) Koenen, gynaecoloog, werkzaam in het ETZ, Tilburg, NVOG, lid stuurgroep
- Dr. J.J. (Hans) Duvekot, gynaecoloog, werkzaam in het Erasmus Medisch Centrum te Rotterdam, NVOG, lid stuurgroep
- Drs. R. (Robin) Huizing, gynaecoloog, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Utrecht, NVOG
- Drs. E.C. (Eline) van der Wilk, gynaecoloog, werkzaam in het Erasmus Medisch Centrum te Rotterdam, NVOG
- Dr. M. (Martine) Depmann, gynaecoloog, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Utrecht, NVOG.
- Dr. A. (Anneke) Kwee, gynaecoloog, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Utrecht, NVOG
- Dr. J.J. (Joepe) Kaandorp, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Utrecht, NVOG
- Dr. A.T. (Titia) Lely, gynaecoloog, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Utrecht, NVOG.
- Dr. C.V. (Christian) Hulzebos, Neonatoloog, werkzaam in het UMCG Beatrix Kinderziekenhuis, NVK
- Dr. H.P (Pauline) Haga-Gort, verloskundige, werkzaam als projectleider waardegedreven (geboorte)zorg Saxenburgh Medisch Centrum, Hardenberg, KNOV
- Drs. I.C.M. (Ingrid) Beenakkers, anesthesioloog, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Utrecht, NVA
- Drs. M.L. (Mark) van Zuylen, anesthesioloog in opleiding in het Amsterdam UMC, NVA
- Dr. S. (Sabine) Logtenberg, klinisch verloskundige, werkzaam in OLVG Oost Amsterdam en Academie Verloskunde Amsterdam Groningen, KNOV
- J. (Jacobien) Wagemaker MSc, Vereniging Care4Neo
- Mw I. (Ilse) van Ee, adviseur patiëntenbelang, Patiëntenfederatie Nederland.
- J.C. (Anne) Mooij MSc, adviseur, Patiëntenfederatie Nederland.
- A. (Anouk) Kaiser, ervaringsdeskundig cliëntvertegenwoordiger, het Buikencollectief
Meelezers
- Leden van de Otterlo - werkgroep (2020-2021)
Met ondersteuning van
- Dr. A. (Anne) Bijlsma-Rutte, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (tot augustus 2021)
- Dr. M.A.C. (Marleen) van Son, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
- Dr. L. (Laura) Viester, senior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
- Dr. I. (Irina) Mostovaya, senior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
Belangenverklaringen
De Code ter voorkoming van oneigenlijke beïnvloeding door belangenverstrengeling is gevolgd. Alle werkgroepleden hebben schriftelijk verklaard of zij in de laatste drie jaar directe financiële belangen (betrekking bij een commercieel bedrijf, persoonlijke financiële belangen, onderzoeksfinanciering) of indirecte belangen (persoonlijke relaties, reputatiemanagement) hebben gehad. Gedurende de ontwikkeling of herziening van een module worden wijzigingen in belangen aan de voorzitter doorgegeven. De belangenverklaring wordt opnieuw bevestigd tijdens de commentaarfase.
Een overzicht van de belangen van werkgroepleden en het oordeel over het omgaan met eventuele belangen vindt u in onderstaande tabel. De ondertekende belangenverklaringen zijn op te vragen bij het secretariaat van het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten.
Werkgroeplid |
Functie |
Nevenfuncties |
Gemelde belangen |
Ondernomen actie |
Bax (voorzitter stuurgroep) |
Gynaecoloog-perinatoloog Amsterdam UMC 0,8 fte |
Gastvrouw Hospice Xenia Leiden (onbetaald) Lid commissie kwaliteitsdocumenten NVOG Voorzitter 50 modulenproject NVOG Voorzitter commissie Otterlo NVOG Penningmeester werkgroep infectieziekten NVOG Lid kernteam NIPT consortium Lid werkgroep voorlichting en deskundigheidsbevordering RIVM Lid werkgroep implementatie scholing RIVM Lid werkgroep nevenbevindingen NIPT RIVM |
geen |
geen |
Duvekot (lid stuurgroep) |
Gynaecoloog, Erasmus MC (full time) |
Directeur 'medisch advies en expertise bureau Duvekot', Ridderkerk, ZZP'er |
Geen |
Geen |
Koenen (lid stuurgroep) |
Gynaecoloog, ETZ , Tilburg |
Incidenteel juridische expertise (betaald) |
Geen |
Geen |
Huizing |
Gynaecoloog in opleiding Erasmus MC |
Seksuoloog NVVS io onbetaald |
Geen |
Geen |
Van der Wilk |
Gynaecoloog -perinatoloog, Erasmus MC |
Niet van toepassing |
Geen |
Geen |
Kwee |
gynaecoloog UMC Utrecht, afdeling verloskunde (o.4 FTE) |
Adviescommissie zorgevaluatie FMS, niet betaald |
Geen |
Geen |
Kaandorp |
Gynaecoloog, Fellow Perinatologie Universitair Medisch Centrum Utrecht |
Bestuurslid werkgroep Perinatologie en Maternaly ziekten, onbetaald |
Geen |
Geen |
Lely |
Werkgroeplid |
Off-road commissie lid ZonMw (onkostenvergoeding, onbetaald) |
Geen |
Geen |
Depmann |
AIOS gynaecoloog & verloskunde Universitair Medisch Centrum Utrecht |
niet van toepassing |
Geen |
Geen |
Hulzebos |
Kinderarts-neonatoloog UMC Groningen |
NLS en NALS instructeur (tegen een vrijwilligersvergoeding) |
Geen |
Geen |
Beenakkers |
Anesthesioloog UMCU/WKZ |
Geen |
Geen |
Geen |
Van Zuylen |
Anesthesioloog, UMC, locatie AMC |
- |
Geen |
Geen |
Logtenberg |
Academie Verloskunde Amsterdam Groningen: 3 dagen docent |
Niet van toepassing |
Geen |
Geen |
Haga-Gort |
Verloskundige, Tot 1-4-2018 werkzaam als maat bij Verloskundige Praktijk De Nieuwe Vaart (Dedemsvaart) |
Voorheen voorzitter van de Verloskundige vereniging Hardenberg e.o. (vrijwilligersvergoeding) en lid van verschillende werkgroepen binnen het VSV (onbetaald). |
Geen |
Geen |
Mooij |
Adviseur Patientenbelang, Patientenfederatie Nederland |
Niet van toepassing |
Geen |
Geen |
Van Ee |
Adviseur Patientenbelang, Patientenfederatie. |
Vrijwilliger Psoriasispatiënten Nederland |
Geen |
Geen |
Wagemaker |
Projectleider PATH in het Maasstad Ziekenhuis Rotterdam 0,55 fte |
Vrijwilliger Vereniging van Ouders van Couveusekinderen - ervaringsexpert richtlijnontwikkeling, promotie Kwaliteitskader Kwaliteitscriteria VOC - soms vacatiegelden |
Geen |
Geen |
Inbreng patiëntenperspectief
Er werd aandacht besteed aan het patiëntenperspectief door uitnodigen van patiëntvertegenwoordigers van verschillende patiëntverenigingen voor de Invitational conference en afvaardigen van patiëntenverenigingen in de clusterwerkgroep. Het verslag hiervan is besproken in de werkgroep. De verkregen input is meegenomen bij het opstellen van de uitgangsvragen, de keuze voor de uitkomstmaten en bij het opstellen van de overwegingen (zie per module ook ‘Waarden en voorkeuren van patiënten (en eventueel hun verzorgers)’. De conceptrichtlijn wordt tevens ter commentaar voorgelegd aan de betrokken patiëntenverenigingen.
Werkwijze
AGREE
Deze richtlijnmodule is opgesteld conform de eisen vermeld in het rapport Medisch Specialistische Richtlijnen 2.0 van de adviescommissie Richtlijnen van de Raad Kwaliteit. Dit rapport is gebaseerd op het AGREE II instrument (Appraisal of Guidelines for Research & Evaluation II; Brouwers, 2010).
Knelpuntenanalyse en uitgangsvragen
Tijdens de voorbereidende fase inventariseerden de werkgroep de knelpunten in de zorg voor vrouwen met hypertensieve aandoeningen in de zwangerschap. Tevens zijn er knelpunten aangedragen door patiëntenverenigingen tijdens de Invitational conference. Een verslag hiervan is opgenomen onder aanverwante producten.
Op basis van de uitkomsten van de knelpuntenanalyse zijn door de werkgroep concept-uitgangsvragen opgesteld en definitief vastgesteld.
Uitkomstmaten
Na het opstellen van de zoekvraag behorende bij de uitgangsvraag inventariseerde de werkgroep welke uitkomstmaten voor de patiënt relevant zijn, waarbij zowel naar gewenste als ongewenste effecten werd gekeken. Hierbij werd een maximum van acht uitkomstmaten gehanteerd. De werkgroep waardeerde deze uitkomstmaten volgens hun relatieve belang bij de besluitvorming rondom aanbevelingen, als cruciaal (kritiek voor de besluitvorming), belangrijk (maar niet cruciaal) en onbelangrijk. Tevens definieerde de werkgroep tenminste voor de cruciale uitkomstmaten welke verschillen zij klinisch (patiënt) relevant vonden.
Methode literatuursamenvatting
Een uitgebreide beschrijving van de strategie voor zoeken en selecteren van literatuur en de beoordeling van de risk-of-bias van de individuele studies is te vinden onder ‘Zoeken en selecteren’ onder Onderbouwing. De beoordeling van de kracht van het wetenschappelijke bewijs wordt hieronder toegelicht.
Beoordelen van de kracht van het wetenschappelijke bewijs
De kracht van het wetenschappelijke bewijs werd bepaald volgens de GRADE-methode. GRADE staat voor ‘Grading Recommendations Assessment, Development and Evaluation’ (zie http://www.gradeworkinggroup.org/). De basisprincipes van de GRADE-methodiek zijn: het benoemen en prioriteren van de klinisch (patiënt) relevante uitkomstmaten, een systematische review per uitkomstmaat, en een beoordeling van de bewijskracht per uitkomstmaat op basis van de acht GRADE-domeinen (domeinen voor downgraden: risk of bias, inconsistentie, indirectheid, imprecisie, en publicatiebias; domeinen voor upgraden: dosis-effect relatie, groot effect, en residuele plausibele confounding).
GRADE onderscheidt vier gradaties voor de kwaliteit van het wetenschappelijk bewijs: hoog, redelijk, laag en zeer laag. Deze gradaties verwijzen naar de mate van zekerheid die er bestaat over de literatuurconclusie, in het bijzonder de mate van zekerheid dat de literatuurconclusie de aanbeveling adequaat ondersteunt (Schünemann, 2013; Hultcrantz, 2017).
GRADE |
Definitie |
Hoog |
|
Redelijk |
|
Laag |
|
Zeer laag |
|
Bij het beoordelen (graderen) van de kracht van het wetenschappelijk bewijs in richtlijnen volgens de GRADE-methodiek spelen grenzen voor klinische besluitvorming een belangrijke rol (Hultcrantz, 2017). Dit zijn de grenzen die bij overschrijding aanleiding zouden geven tot een aanpassing van de aanbeveling. Om de grenzen voor klinische besluitvorming te bepalen moeten alle relevante uitkomstmaten en overwegingen worden meegewogen. De grenzen voor klinische besluitvorming zijn daarmee niet één op één vergelijkbaar met het minimaal klinisch relevant verschil (Minimal Clinically Important Difference, MCID). Met name in situaties waarin een interventie geen belangrijke nadelen heeft en de kosten relatief laag zijn, kan de grens voor klinische besluitvorming met betrekking tot de effectiviteit van de interventie bij een lagere waarde (dichter bij het nuleffect) liggen dan de MCID (Hultcrantz, 2017).
Overwegingen (van bewijs naar aanbeveling)
Om te komen tot een aanbeveling zijn naast (de kwaliteit van) het wetenschappelijke bewijs ook andere aspecten belangrijk en worden meegewogen, zoals aanvullende argumenten uit bijvoorbeeld de biomechanica of fysiologie, waarden en voorkeuren van patiënten, kosten (middelenbeslag), aanvaardbaarheid, haalbaarheid en implementatie. Deze aspecten zijn systematisch vermeld en beoordeeld (gewogen) onder het kopje ‘Overwegingen’ en kunnen (mede) gebaseerd zijn op expert opinion. Hierbij is gebruik gemaakt van een gestructureerd format gebaseerd op het evidence-to-decision framework van de internationale GRADE Working Group (Alonso-Coello, 2016a; Alonso-Coello, 2016b). Dit evidence-to-decision framework is een integraal onderdeel van de GRADE-methodiek.
Formuleren van aanbevelingen
De aanbevelingen geven antwoord op de uitgangsvraag en zijn gebaseerd op het beschikbare wetenschappelijke bewijs en de belangrijkste overwegingen, en een weging van de gunstige en ongunstige effecten van de relevante interventies. De kracht van het wetenschappelijk bewijs en het gewicht dat door de werkgroep wordt toegekend aan de overwegingen, bepalen samen de sterkte van de aanbeveling. Conform de GRADE-methodiek sluit een lage bewijskracht van conclusies in de systematische literatuuranalyse een sterke aanbeveling niet a priori uit, en zijn bij een hoge bewijskracht ook zwakke aanbevelingen mogelijk (Agoritsas, 2017; Neumann, 2016). De sterkte van de aanbeveling wordt altijd bepaald door weging van alle relevante argumenten tezamen. De werkgroep heeft bij elke aanbeveling opgenomen hoe zij tot de richting en sterkte van de aanbeveling zijn gekomen.
In de GRADE-methodiek wordt onderscheid gemaakt tussen sterke en zwakke (of conditionele) aanbevelingen. De sterkte van een aanbeveling verwijst naar de mate van zekerheid dat de voordelen van de interventie opwegen tegen de nadelen (of vice versa), gezien over het hele spectrum van patiënten waarvoor de aanbeveling is bedoeld. De sterkte van een aanbeveling heeft duidelijke implicaties voor patiënten, behandelaars en beleidsmakers (zie onderstaande tabel). Een aanbeveling is geen dictaat, zelfs een sterke aanbeveling gebaseerd op bewijs van hoge kwaliteit (GRADE-gradering HOOG) zal niet altijd van toepassing zijn, onder alle mogelijke omstandigheden en voor elke individuele patiënt.
Implicaties van sterke en zwakke aanbevelingen voor verschillende richtlijngebruikers |
||
|
Sterke aanbeveling |
Zwakke (conditionele) aanbeveling |
Voor patiënten |
De meeste patiënten zouden de aanbevolen interventie of aanpak kiezen en slechts een klein aantal niet. |
Een aanzienlijk deel van de patiënten zouden de aanbevolen interventie of aanpak kiezen, maar veel patiënten ook niet. |
Voor behandelaars |
De meeste patiënten zouden de aanbevolen interventie of aanpak moeten ontvangen. |
Er zijn meerdere geschikte interventies of aanpakken. De patiënt moet worden ondersteund bij de keuze voor de interventie of aanpak die het beste aansluit bij zijn of haar waarden en voorkeuren. |
Voor beleidsmakers |
De aanbevolen interventie of aanpak kan worden gezien als standaardbeleid. |
Beleidsbepaling vereist uitvoerige discussie met betrokkenheid van veel stakeholders. Er is een grotere kans op lokale beleidsverschillen. |
Organisatie van zorg
In de knelpuntenanalyse en bij de ontwikkeling van de richtlijnmodule is expliciet aandacht geweest voor de organisatie van zorg: alle aspecten die randvoorwaardelijk zijn voor het verlenen van zorg (zoals coördinatie, communicatie, (financiële) middelen, mankracht en infrastructuur). Randvoorwaarden die relevant zijn voor het beantwoorden van deze specifieke uitgangsvraag zijn genoemd bij de overwegingen. Meer algemene, overkoepelende, of bijkomende aspecten van de organisatie van zorg worden behandeld in de module Organisatie van zorg.
Commentaar- en autorisatiefase
De conceptrichtlijnmodule wordt aan de betrokken (wetenschappelijke) verenigingen en (patiënt) organisaties voorgelegd ter commentaar. De commentaren worden verzameld en besproken met de werkgroep. Naar aanleiding van de commentaren wordt de conceptrichtlijnmodule aangepast en definitief vastgesteld door de werkgroep. De definitieve richtlijnmodule wordt aan de deelnemende (wetenschappelijke) verenigingen en (patiënt) organisaties voorgelegd voor autorisatie en door hen geautoriseerd dan wel geaccordeerd.
Literatuur
Agoritsas T, Merglen A, Heen AF, Kristiansen A, Neumann I, Brito JP, Brignardello-Petersen R, Alexander PE, Rind DM, Vandvik PO, Guyatt GH. UpToDate adherence to GRADE criteria for strong recommendations: an analytical survey. BMJ Open. 2017 Nov 16;7(11):e018593. doi: 10.1136/bmjopen-2017-018593. PubMed PMID: 29150475; PubMed Central PMCID: PMC5701989.
Alonso-Coello P, Schünemann HJ, Moberg J, Brignardello-Petersen R, Akl EA, Davoli M, Treweek S, Mustafa RA, Rada G, Rosenbaum S, Morelli A, Guyatt GH, Oxman AD; GRADE Working Group. GRADE Evidence to Decision (EtD) frameworks: a systematic and transparent approach to making well informed healthcare choices. 1: Introduction. BMJ. 2016 Jun 28;353:i2016. doi: 10.1136/bmj.i2016. PubMed PMID: 27353417.
Alonso-Coello P, Oxman AD, Moberg J, Brignardello-Petersen R, Akl EA, Davoli M, Treweek S, Mustafa RA, Vandvik PO, Meerpohl J, Guyatt GH, Schünemann HJ; GRADE Working Group. GRADE Evidence to Decision (EtD) frameworks: a systematic and transparent approach to making well informed healthcare choices. 2: Clinical practice guidelines. BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089. doi: 10.1136/bmj.i2089. PubMed PMID: 27365494.
Brouwers MC, Kho ME, Browman GP, Burgers JS, Cluzeau F, Feder G, Fervers B, Graham ID, Grimshaw J, Hanna SE, Littlejohns P, Makarski J, Zitzelsberger L; AGREE Next Steps Consortium. AGREE II: advancing guideline development, reporting and evaluation in health care. CMAJ. 2010 Dec 14;182(18):E839-42. doi: 10.1503/cmaj.090449. Epub 2010 Jul 5. Review. PubMed PMID: 20603348; PubMed Central PMCID: PMC3001530.
Hultcrantz M, Rind D, Akl EA, Treweek S, Mustafa RA, Iorio A, Alper BS, Meerpohl JJ, Murad MH, Ansari MT, Katikireddi SV, Östlund P, Tranæus S, Christensen R, Gartlehner G, Brozek J, Izcovich A, Schünemann H, Guyatt G. The GRADE Working Group clarifies the construct of certainty of evidence. J Clin Epidemiol. 2017 Jul;87:4-13. doi: 10.1016/j.jclinepi.2017.05.006. Epub 2017 May 18. PubMed PMID: 28529184; PubMed Central PMCID: PMC6542664.
Medisch Specialistische Richtlijnen 2.0 (2012). Adviescommissie Richtlijnen van de Raad Kwalitieit. http://richtlijnendatabase.nl/over_deze_site/over_richtlijnontwikkeling.html.
Neumann I, Santesso N, Akl EA, Rind DM, Vandvik PO, Alonso-Coello P, Agoritsas T, Mustafa RA, Alexander PE, Schünemann H, Guyatt GH. A guide for health professionals to interpret and use recommendations in guidelines developed with the GRADE approach. J Clin Epidemiol. 2016 Apr;72:45-55. doi: 10.1016/j.jclinepi.2015.11.017. Epub 2016 Jan 6. Review. PubMed PMID: 26772609.
Schünemann H, Brożek J, Guyatt G, et al. GRADE handbook for grading quality of evidence and strength of recommendations. Updated October 2013. The GRADE Working Group, 2013. Available from http://gdt.guidelinedevelopment.org/central_prod/_design/client/handbook/handbook.html.
Schünemann HJ, Oxman AD, Brozek J, Glasziou P, Jaeschke R, Vist GE, Williams JW Jr, Kunz R, Craig J, Montori VM, Bossuyt P, Guyatt GH; GRADE Working Group. Grading quality of evidence and strength of recommendations for diagnostic tests and strategies. BMJ. 2008 May 17;336(7653):1106-10. doi: 10.1136/bmj.39500.677199.AE. Erratum in: BMJ. 2008 May 24;336(7654). doi: 10.1136/bmj.a139.
Schünemann, A Holger J (corrected to Schünemann, Holger J). PubMed PMID: 18483053; PubMed Central PMCID: PMC2386626.
Wessels M, Hielkema L, van der Weijden T. How to identify existing literature on patients' knowledge, views, and values: the development of a validated search filter. J Med Libr Assoc. 2016 Oct;104(4):320-324. PubMed PMID: 27822157; PubMed Central PMCID: PMC5079497.
Zoekverantwoording
Zoekacties zijn opvraagbaar. Neem hiervoor contact op met de Richtlijnendatabase.