Diagnostiek bij verdenking bacteriële meningitis na een neurochirurgische ingreep (bijvoorbeeld craniotomie) of bij interne/ externe liquordrain
Uitgangsvraag
Kan bij een klinische verdenking op bacteriële meningitis na craniotomie of bij een interne/externe ventrikeldrain met behulp van individuele liquorparameters de diagnose bacteriële meningitis worden uitgesloten?
De uitgangsvraag heeft betrekking op de volgende testen:
- biochemisch (lactaat, leukocyten, glucose, totaal eiwit)
- microbiologisch (cito Gramkleuring)
Aanbeveling
Sluit bij klinische verdenking de diagnose bacteriële meningitis na craniotomie of bij een interne/externe ventrikeldrain niet uit op basis van individuele liquorparameters, maar wacht de liquorkweek af en start in afwachting van de kweekresultaten direct antibiotische behandeling.
Overwegingen
Voor- en nadelen van de interventie en de kwaliteit van het bewijs
Er is literatuuronderzoek gedaan naar de waarde van liquorparameters voor het stellen van de diagnose meningitis na craniotomie of bij EVD, ELD of VPD. Hierbij werd, conform de IDSA-richtlijn, als gouden standaard beschouwd: een positieve liquorkweek al dan niet in combinatie met klinische symptomen en een pleiocytose in de liquor, en/of laag glucose in de liquor of een stijging in de het aantal leukocyten in de liquor. Om de juiste patiënten met meningitis bij een EVD, ELD of VPD of na een craniotomie te behandelen is het van belang onderscheid te maken tussen een bacteriële meningitis en aspecifieke liquorafwijkingen ten gevolge van de operatie en/of aanwezigheid van de EVD, ELD of VPD. In deze module zijn de volgende liquorparameters onderzocht: lactaat, aantal leukocyten en differentiatie, totaal-eiwitconcentratie, glucose en Gram-preparaat.
De literatuurstudie leverde vijf studies op die alle methodologische tekortkomingen hadden en daardoor een hoog risico op bias. Ten opzichte van de gouden standaard was er geen parameter die een sensitiviteit en/of negatief voorspellende waarde van > 95% haalde. Hierbij moet aangetekend worden dat deze testkarakteristieken slechts voor enkele studies beschikbaar waren. Er is geen bewijs gevonden dat één van de indextesten geschikt is om de diagnostische waarde van de liquorkweek te benaderen. Er zijn echter weinig studies gevonden waarin de biochemische of microbiologische bepalingen in de liquor liquor zijn onderzocht in vergelijking met de kweek op liquor. In de gevonden studies zijn slechts kleine groepen patiënten onderzocht en is er sprake geweest van selectiebias. Daarnaast kan de behandeling met antibiotica tot vertekening van de resultaten hebben geleid. De onderzochte populaties verschilden erg in leeftijd, van neonaten (Bajaj, 2012) en kinderen jonger dan 20 jaar (Roth, 2019) tot volwassenen (Lenski, 2017; Schade, 2006 en Zheng, 2020). Ook waren er verschillen in de reden waarom de patiënten verdacht werden van bacteriële meningitis: na een neurochirurgische ingreep of vanwege een EVD, ELD of VPD. De overall bewijskracht is hierdoor zeer laag. In de besluitvorming gaan we daarom uit van de expert opinion van de werkgroepleden.
De gekozen liquorparameters lactaat, leukocytenaantal en -differentiatie, totaal eiwit concentratie, glucose en Grampreparaat hebben zeer waarschijnlijk wel waarde in de diagnostiek van meningitis na craniotomie of bij EVD, ELD of VPD maar zijn individueel niet sensitief genoeg voor het identificeren van patiënten die uiteindelijk een positieve kweek hebben. Of combinaties van parameters dat wel kunnen is niet af te leiden uit de geselecteerde studies. Naast de gekozen liquorparameters zijn nog enkele andere in de literatuur beschreven zoals de cytokines interleukine-1β, interleukine-6, interleukine-8, tumor necrosis factor-α and transforming growth factor-β. Deze zijn in individuele studies gerapporteerd met methodologische tekortkomingen. Er is voor gekozen deze niet in de huidige module mee te nemen.
Waarden en voorkeuren van patiënten (en eventueel hun verzorgers)
Bacteriële meningitis na een craniotomie of bij een interne/externe ventrikeldrain is een ernstige complicatie bij een kwetsbare populatie met vaak al hersenschade op basis van bijvoorbeeld een hersenbloeding, hydrocephalus of trauma. Bacteriële meningitis bij deze patiënten vertraagt het herstel, leidt tot langdurigere ziekenhuisopname en eventueel nieuwe neurochirurgische ingrepen, zoals vervanging van een drain. Het is dus essentieel om meningitis bij deze patiënten vroeg te diagnosticeren en behandelen, maar ook om de diagnose te kunnen verwerpen om onnodige behandeling en verlenging van de opname te voorkomen. Momenteel is er sprake van overbehandeling omdat bij verdenking op een meningitis na craniotomie of bij een drain laagdrempelig wordt gestart met antibiotische behandeling totdat de resultaten van de liquorkweek bekend zijn. Indien deze negatief zijn en de patiënt stabiel is wordt de antibiotica weer gestaakt. Bij patiënten met een hoge klinische verdenking zal de antibioticakuur volledig worden afgemaakt (2 tot 3 weken) ondanks de negatieve kweken. De werkgroep is van mening dat er onvoldoende bewijs is om op basis van de bestudeerde literatuur van deze praktijk af te wijken, aangezien voor geen van de bestudeerde liquorparameters bewijs is gevonden dat deze voldoende gevoelig zijn om de liquorkweek te kunnen vervangen bij het voorspellen of uitsluiten van meningitis. Vanuit patiënten- en verzorgersperspectief is deze aanpak gericht op zo min mogelijk missen van de diagnose te prefereren boven het mogelijk missen van de diagnose.
Kosten (middelenbeslag)
Op basis van de literatuurstudie en conclusie van de werkgroep wordt de huidige praktijk niet veranderd en zijn er geen verschillen in kosten.
Aanvaardbaarheid, haalbaarheid en implementatie
Op basis van de literatuurstudie en conclusie van de werkgroep wordt de huidige praktijk niet veranderd en zijn er geen verwachte problemen met aanvaardbaarheid, haalbaarheid en implementatie.
Rationale van de aanbeveling: weging van argumenten voor en tegen de interventies
Alhoewel lactaat, leukocytenaantal en -differentiatie, totaal-eiwitconcentratie, glucose en Grampreparaat van de liquor kunnen bijdragen aan de diagnose bacteriële meningitis na een craniotomie of bij een interne/externe ventrikeldrain, zijn de testkenmerken van de individuele parameters onvoldoende om de diagnose aan te tonen of te verwerpen. Daarom moet bij patiënten met de verdenking op meningitis na een craniotomie of bij een interne/externe ventrikeldrain de uitslag van de liquorkweek worden afgewacht om meer zekerheid over de diagnose te krijgen. In afwachting van de kweekuitslagen wordt geadviseerd behandeling met antibiotica te starten. Bij negatieve kweken moet op basis van de individuele patiëntkenmerken een inschatting gemaakt worden of de antibiotica gestopt kan worden of de volledige kuur wordt afgemaakt. Er is gekozen voor een sterke aanbeveling ondanks zeer lage bewijskracht, aangezien het risico op het niet behandelen van een bacteriële meningitis na craniotomie of bij een interne/externe ventrikeldrain ernstige neurologische consequenties of reoperaties tot gevolg kan hebben.
Onderbouwing
Achtergrond
Bacteriële meningitis na een neurochirurgische ingreep, als complicatie van een externe ventrikeldrain (EVD) of externe lumbaal drain (ELD), of bij een ventriculoperitoneaal drain (VPD) is een lastige diagnose. De liquorkweek wordt als ‘gouden standaard’ gezien, maar de uitslag hiervan komt vaak pas na 48 uur. Ondanks dat vooraf aan neurochirurgische ingrepen preoperatieve antibioticaprofylaxe wordt gegeven, en ondanks de ontwikkelingen met antibiotica-gecoate drains, blijft dit probleem bestaan. Het knelpunt is met name dat er bij patiënten met een EVD, ELD of VPD of na een neurochirurgische ingreep, door onzekerheid over de diagnose, onnodig of juist te laat met antibiotica wordt gestart. Andere diagnostische testen in de liquor zouden als vervanging van de kweek kunnen worden ingezet, mits deze de accuratesse van de liquorkweek voldoende benaderen.
Er is echter veel onduidelijkheid over de waarde van verschillende diagnostische testen in liquor ten opzichte van de definitieve diagnose bacteriële meningitis.
Conclusies
Lactate
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether lactate in CSF is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Roth, 2019; Zheng, 2020) |
White blood cell count
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether white blood cell count in CSF is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010; Schade, 2006; Zheng, 2020) |
Neutrophil proportions
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether neutrophil proportions in CSF is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010; Lenski, 2017; Zheng, 2020) |
Lymphocyte proportions
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether lymphocyte proportions in CSF is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010) |
Monocyte proportions
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether monocyte proportions in CSF is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010) |
Eosinophil proportions
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether eosinophil proportions in CSF is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010) |
Glucose
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether CSF glucose is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010; Schade, 2006; Zheng, 2020) |
Total protein
|
Very low GRADE |
The evidence is very uncertain about whether CSF protein is an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Bajaj, 2010; Schade, 2006; Zheng, 2020) |
Gram stain
|
Low GRADE |
The evidence suggests that Gram stain is not an appropriate measure to replace CSF culture in diagnosing patients with bacterial meningitis.
Sources: (Schade, 2006) |
Samenvatting literatuur
Description of studies
The study of Bajaj (2012) assessed the diagnostic value of CSF white blood cell (WBC) count, CSF neutrophil proportion, CSF lymphocyte proportion, CSF monocyte proportion, CSF eosinophil proportion, CSF glucose and CSF protein to discriminate between culture-proven meningitis/ventriculitis and culture-negative specimens. Consecutive preterm (< 34 weeks gestational age) infants who underwent intraventricular reservoir (IVR) insertion for post-hemorrhagic ventricular dilatation (PHVD) were included. Infants with congenital hydrocephalus were excluded. Serial reservoir taps were performed at an interval of five to eight days, up to a maximum of seven consecutive taps. Data were collected on 276 taps from 52 infants. Eight infants had positive CSF cultures on 13 occasions. Five infants on ten occasions had positive CSF cultures with organisms considered pathogenic and were treated. IVR was removed in four of the five infants, all of whom had more than one positive CSF culture. CSF parameters in the ten culture-positive specimens were compared to CSF parameters in the 266 culture-negative specimens.
The study of Lenski (2017) studied the sensitivity and specificity of polymorphonuclear cells in CSF (CSF PMN) in 63 adult patients (> 18 years of age) who were treated in a neurosurgical intensive care unit for severe aneurysmal subarachnoid hemorrhage (SAH) with an external ventricular drain (EVD). Patients were considered to have proven EVD-associated ventriculitis when there was a positive microbiological CSF culture combined with clinical signs of infection or suspected ventriculitis with abnormal CSF parameters such as low CSF glucose levels (< 40 mg/dL, or < 50% of serum glucose), high CSF protein levels (> 50 mg/dL), CSF pleocytosis (> 100/mm3), positive CSF Gram stain, and organism cultured from the blood or EVD tip in the absence of a positive CSF culture. CSF PMN in patients with (suspected) ventriculitis was compared to CSF PMN in patients with SAH without complications. For SAH patients with ventriculitis the PMN concentration was determined at time of first diagnosis. For patients without complication this was measured at the seventh day after SAH, because the mean time to onset of a complication after SAH was 7.2 ± 2.7 days. 17 SAH patients were defined as having ventriculitis and 19 had a subarachnoid hemorrhage without ventriculitis.
Roth (2019) studied the diagnostic value of CSF lactate levels. CSF samples were available from a consecutive series of pediatric patients treated at a large tertiary pediatric neurosurgical department. These children had a shunt or Ommaya tap and had undergone CSF analysis for various indications. The CSF lactate levels were retrospectively analyzed in the CSF samples. The definite diagnosis of a central nervous system infection (for example meningitis, ventriculitis) was determined by positive culture. In selected cases, nucleic acid detection by PCR was performed. PCR was not routinely performed. It was reserved for questionable cases in which the clinical condition had raised the suspicion of an infection, but culture results were negative, and the patient had recently received antibiotics, which could have led to a distortion in the test results due to partial treatment. Five patients had received antibiotics within 48 hours before the spinal tap. For 26 months, 142 CSF samples were collected: 118 from shunt valves and 24 from Ommaya reservoirs. Patients who had undergone any neurosurgical procedure (excluding shunt surgery) within 1 month before the sampling were excluded (N = 27), owing to the potential effect on lactate levels. Only the first CSF sample for each patient was included, which led to exclusion of 54 duplicate samples. This resulted in 61 remaining CSF samples for the analysis, with 6 (9.8%) infections.
Schade (2006) studied the diagnostic value of Gram stains, protein and glucose concentrations and leukocyte count in CSF in a consecutive sample of 280 patients in a single hospital. The patients were at risk for developing bacterial meningitis because of external CSF drainage for more than 24 hours. The patients did not receive prophylactic antibiotics during the period of external drainage. External drainage-related bacterial meningitis was defined as a positive CSF culture on one or more consecutive days in combination with one or more clinical signs of bacterial meningitis (fever, headache, nuchal rigidity, and/or altered mental status). Thirty patients with temporarily externalized internal CSF drains, such as malfunctioning ventriculoperitoneal or ventriculoarterial drains, were excluded from the study. Twenty patients with a central nervous system infection, such as cerebral abscess or tuberculosis, that was present before placement of the drain were also excluded. The final analysis included 230 patients with a median age of 52.5 years (range 0.1 to 87.6 years). Twenty-two patients (9.6%) were diagnosed with external drainage-related bacterial meningitis. Gram stain was evaluated in 1735 CSF samples. Thirty-nine samples (2.2%) showed a positive Gram stain.
Zheng (2020) evaluated the diagnostic values of lactate, leukocyte count, neutrophil proportions, protein concentration and glucose concentration in CSF in hospitalized patients suspected to have post‐neurosurgical meningitis. All the patients who underwent neurosurgery during 2012‐2018 were eligible for this study. Patients were considered to have post-neurosurgical bacterial meningitis if they had (a) clinical manifestations of neurological infections (body temperature > 38.3°C, headache, neck stiffness, et cetera), (b) positive CSF culture, and (c) effective antibiotic treatment. Patients were considered to have post-neurosurgical aseptic meningitis when they had (a) abnormalities in CSF laboratory tests and (b) diagnostic criteria for bacterial meningitis were not met. These patients required a diagnostic lumbar puncture but did not receive postoperative antibiotic treatment. Patients who were immunocompromised and had CSF shunt infections, had coagulase‐negative staphylococci infection, or showed the presence of cryptococcal antigen, intracranial masses, or brain abscesses were excluded from the study. The data was stored in databases and was analyzed retrospectively. The analysis comprised 226 patients with post-neurosurgical bacterial meningitis and 255 with post-neurosurgical aseptic meningitis.
The median age of this cohort was 51.8 years with a minimum of 18 years and a maximum of 84 years.
Results
The diagnostic accuracy of lactate, leukocytes, glucose, total protein, and Gram stain is shown in Table 1. Lenski (2017) was the only study reporting confidence intervals.
Table 1 The diagnostic accuracy of CSF lactate, leukocytes, glucose, total protein, and Gram stain
|
Study |
Cut-off |
Sensitivity (%) (critical outcome) |
NPV (%) (critical outcome) |
Specificity (%) (important outcome) |
PPV (%) (important outcome) |
|
Lactate |
|||||
|
Roth, 2019 |
2.95 mmol/L |
83 |
96 |
83 |
50 |
|
Zheng, 2020 |
4.45 μmol/L |
62.4 |
68.7 |
82.4 |
78.0 |
|
White blood cell count |
|||||
|
Bajaj, 2010 |
42 mm-3 |
90 |
NR |
63 |
NR |
|
Schade, 2006a |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Zheng, 2020 |
577.5 (×106/L) |
83.6 |
77.3 |
56.0 |
65.5 |
|
Neutrophil proportions |
|||||
|
Bajaj, 2010 |
31.5% |
80 |
NR |
67 |
NR |
|
Lenski, 2017 |
62.0% |
81.3 (95% CI: 57.0 to 93.4) |
NR |
71.4 (95% CI: 45.4 to 82.8) |
NR |
|
Zheng, 2020 |
48.65% |
98.7 |
96.9 |
40.1 |
62.2 |
|
Lymphocyte proportions |
|||||
|
Bajaj, 2010b |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Monocyte proportions |
|||||
|
Bajaj, 2010b |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Eosinophil proportions |
|||||
|
Bajaj, 2010b |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Glucose |
|||||
|
Bajaj, 2010b |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Schade, 2006a |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Zheng, 2020 |
2.45 mmol/L |
78.0 |
76.0 |
69.5 |
71.9 |
|
Total protein |
|||||
|
Bajaj, 2010 |
250 mg dl-1 |
89 |
NR |
58 |
NR |
|
Schade, 2006a |
not established |
NR |
NR |
NR |
NR |
|
Zheng, 2020 |
72.91 mg/dL |
87.2 |
77.4 |
43.9 |
60.9 |
|
Gram stain |
|||||
|
Schade, 2006 |
not applicable |
39.8 |
96.5 |
99.9 |
97.4 |
NPV = negative predictive value, PPV = positive predictive value, NR = not reported.
a. could not establish a cut-off value with a sensitivity and specificity of at least 60%.
b. did not establish cut-off values because the area under the curve was < 0.70.
Level of evidence of the literature
Because diagnostic accuracy studies were included, the level of evidence regarding the diagnostic accuracy was initially classified as ‘high’.
Lactate
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias and because patients had received antibiotic treatment (risk of bias; -2) and because of the heterogeneity in diagnostic threshold levels and conflicting results (inconsistency; -1). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
White blood cell count
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias and because patients had received antibiotic treatment (risk of bias; -2) and because of the heterogeneity in diagnostic threshold levels (inconsistency; -1). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Neutrophil proportions
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias and because patients had received antibiotic treatment (risk of bias; -2) and because of the heterogeneity in diagnostic threshold levels and conflicting results (inconsistency; -1). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Lymphocyte proportions
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias (risk of bias; -1) and because of the low number of included patients (imprecision, -2). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Monocyte proportions
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias (risk of bias; -1) and because of the low number of included patients (imprecision, -2). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Eosinophil proportions
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias (risk of bias; -1) and because of the low number of included patients (imprecision, -2). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Glucose
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias and because patients had received antibiotic treatment (risk of bias; -2) and because of the heterogeneity in diagnostic threshold levels (inconsistency; -1). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Total protein
The level of evidence was downgraded by three levels because of selection bias and because patients had received antibiotic treatment (risk of bias; -2) and because of the heterogeneity in diagnostic threshold levels (inconsistency; -1). The level of evidence was therefore graded ‘very low’.
Gram stain
The level of evidence was downgraded by two levels because of selection bias (risk of bias; -1) and because of the low number of included patients (imprecision, -1). The level of evidence was therefore graded ‘low’.
Zoeken en selecteren
A systematic review of the literature was performed to answer the following question:
Which biochemical or microbiological test(s) can replace CSF culture for diagnosing bacterial meningitis in neurosurgical patients with suspected bacterial meningitis?
P: patients (children and adults) with a suspected nosocomial bacterial meningitis (i.e., drain related and/or after surgical procedure (for example craniotomy));
I: biochemical (lactate, leukocytes, glucose, total protein) and microbiological (Gram stain) tests in CSF;
C: -;
R: CSF culture;
O: diagnostic accuracy of bacterial meningitis (sensitivity, specificity, positive predictive value, negative predictive value).
Relevant outcome measures
The guideline development group considered sensitivity and negative predictive value as critical outcome measures for decision making; and specificity and positive predictive value as important outcome measures for decision making.
The working group defined a sensitivity of > 95% and a negative predictive value of > 95% as satisfactory estimates for replacing the reference test.
The working group chose to include studies in which the positive CSF culture may be combined with CSF pleocytosis and/or hypoglycorrhachia, or an increasing cell count, and clinical symptoms, which is in accordance with the criteria of the Infectious Diseases Society of America (IDSA) guidelines.
Search and select (Methods)
The databases Medline (via Ovid) and Embase (via Embase.com) were searched with relevant search terms from January 1st, 2009, until April 21st, 2020. The detailed search strategy is depicted under the tab Methods. The systematic literature search resulted in 199 hits. Studies were selected based on the following criteria: randomized controlled trials, observational studies, or systematic reviews on the diagnostic accuracy of biochemical tests or microbiological tests in cerebrospinal fluid (CSF) in patients with suspected nosocomial bacterial meningitis. In total, 39 studies were initially selected based on title and abstract screening. After reading the full text, 35 studies were excluded (see the table with reasons for exclusion under the tab Methods) and four studies were included. In addition, eight studies that were published before 2009 were selected from the previous version of this guideline. After reading the full text, seven of these studies were excluded (see the table with reasons for exclusion under the tab Methods), and one study was additionally included.
Results
In total, five 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
- Allan R. Tunkel, Rodrigo Hasbun, Adarsh Bhimraj, Karin Byers, Sheldon L. Kaplan, W. Michael Scheld, Diederik van de Beek, Thomas P. Bleck, Hugh J.L. Garton, Joseph R. Zunt, 2017 Infectious Diseases Society of America’s Clinical Practice Guidelines for Healthcare-Associated Ventriculitis and Meningitis, Clinical Infectious Diseases, Volume 64, Issue 6, 15 March 2017, Pages e34–e65, https://doi.org/10.1093/cid/ciw861
- Bajaj, M., Lulic-Botica, M., & Natarajan, G. (2012). Evaluation of cerebrospinal fluid parameters in preterm infants with intraventricular reservoirs. Journal of Perinatology, 32(10), 786-790.
- Lenski, M., Huge, V., Briegel, J., Tonn, J. C., Schichor, C., & Thon, N. (2017). Interleukin 6 in the cerebrospinal fluid as a biomarker for onset of vasospasm and ventriculitis after severe subarachnoid hemorrhage. World neurosurgery, 99, 132-139.
- Roth, J., Soleman, J., Kozyrev, D. A., Jabang, J. N., Stein, M., Grisaru-Soen, G., ... & Goldiner, I. (2019). Value of Cerebrospinal Fluid Lactate Levels in Diagnosing Shunt Infections in Pediatric Patients. World neurosurgery, 129, e207-e215.
- Schade, R. P., Schinkel, J., Roelandse, F. W., Geskus, R. B., Visser, L. G., Van Dijk, M. C., ... & Kuijper, E. J. (2006). Lack of value of routine analysis of cerebrospinal fluid for prediction and diagnosis of external drainage–related bacterial meningitis. Journal of neurosurgery, 104(1), 101-108.
- Zheng, G., Ji, X., Yu, X., Liu, M., Huang, J., Zhang, L., ... & Zhang, G. (2020). Development and verification of a discriminate algorithm for diagnosing post‐neurosurgical bacterial meningitis—A multicenter observational study. Journal of Clinical Laboratory Analysis, 34(2), e23069.
Evidence tabellen
|
Study reference |
Study characteristics |
Patient characteristics
|
Index test (Test of interest) |
Reference test
|
Follow-up |
Outcome measures and effect size |
Comments |
|
Bajaj, 2012 |
Type of study: Retrospective observational study
Setting and country: Hutzel Women’s Hospital Neonatal Intensive Care Unit, USA
Funding and conflicts of interest: No information about funding was provided.
The authors declare no conflict of interest. |
Inclusion criteria: consecutive preterm (<34 weeks gestational age) infants admitted to Hutzel Women’s Hospital Neonatal Intensive Care Unit who underwent IVR insertion for PHVD between 1998 and 2008.
Exclusion criteria: Infants with congenital hydrocephalus were excluded.
N= 276 taps in 52 infants
Prevalence: 10/276 = 3.6% taps
Median gestational age (range):
Sex: Not reported
Other important characteristics: median (range) birth weight: |
Describe index test: CSF white blood cell (WBC) CSF neutrophil proportion CSF glucose CSF protein
Cut-off point(s): CSF WBC: > 42mm-3 CSF neutrophil proportion: > 31.5% CSF glucose: not established CSF protein: CSF protein: > 250 mg dl-1
Comparator test: Not applicable
Cut-off point(s): Not applicable |
Describe reference test and cut-off point(s): CSF specimens were considered positive for infection if organisms considered pathogenic by the clinical team were identified on CSF cultures obtained from IVR taps. Specimens in which cultures were positive for organisms considered contaminants and not treated by the clinical team were included in the culture-negative group for study analysis.
|
Time between the index test and reference test: Not reported
For how many participants were no complete outcome data available? Not reported
Reasons for incomplete outcome data described? |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
CSF white blood cell (WBC) AUC (95% CI): 0.82 (0.72 to 0.93) Sensitivity: 90% Specificity: 63% PPV: not reported NVP: not reported
CSF neutrophil proportion AUC (95% CI): 0.75 (0.56 to 0.95) Sensitivity: 80% Specificity: 67% PPV: not reported NVP: not reported
CSF glucose AUC was < 0.70
CSF protein AUC (95% CI): 0.79 (0.68 to 0.90) Sensitivity: 89% Specificity: 58% PPV: not reported NVP: not reported
|
|
|
Lenski, 2017 |
Type of study: Retrospective observational study
Setting and country: neurosurgical intensive care unit (ICU), Hospital of the University of MunicheCampus Großhadern, LMU, Munich, Germany
Funding and conflicts of interest: The authors declare that the article content was composed in the absence of any commercial or financial relationships that could be construed as a potential conflict of interest. |
Inclusion criteria: all 63 consecutive adult patients (>18 years of age) were included who were treated on our neurosurgical intensive care unit (ICU) for severe aSAH with an EVD between 1 January 2013 and 15 October 2015.
Exclusion criteria:
N= 63
Prevalence: 17/63 = 27.0%
Mean age ± SD: 55.2 ± 12.5 years
Sex: 66.7% women
Other important characteristics: Not applicable |
Describe index test: percentage of polymorphonuclear cells were determined daily from the installation until the removal of the EVD
Cut-off point(s): 62.0%
Comparator test: Not applicable
Cut-off point(s): Not applicable |
Describe reference test and cut-off point(s): VCSAH (EVD-associated ventriculitis) was defined as proven ventriculitis with a positive micro biological CSF culture combined with clinical signs of infection or as suspected ventriculitis with abnormal CSF parameters such as low CSF glucose levels (<40 mg/dL, or <50% of serum glucose), high CSF protein levels (>50 mg/dL), CSF pleocytosis (100/mm), positive CSF Gram stain, and organism cultured from the blood or EVD tip in the absence of a positive CSF culture. |
Time between the index test and reference test: We used the biomarker concentrations at the time of first diagnosis of VCSAH.
For how many participants were no complete outcome data available? Not reported
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available): AUC (95% CI): 0.786 (0.638-0.933) Sensitivity (95% CI): 81.3 (57.0-93.4) Specificity (95% CI): 71.4 (45.4-82.8) Positive Likelihood Ratio (95% CI): 2.8 (1.27-4.67) Negative Likelihood Ratio (95% CI): 0.26 (0.10-0.82 |
|
|
Roth, 2019 |
Type of study: Retrospective observational study
Setting and country: Dana Children’s Hospital, Tel Aviv, Israel
Funding and conflicts of interest: The authors declare that the article content was composed in the absence of any commercial or financial relationships that could be construed as a potential conflict of interest. |
Inclusion criteria: 1. Age <20 years 2. Presented for neurosurgical care and required CSF analysis from a shunt or an Ommaya reservoir 3. Available LCSF levels 4. Information regarding clinical history and course during hospitalization available
Exclusion criteria: Patients with missing data (missing LCSF or clinical course data during hospitalization) were excluded from the analysis (no patients with a suspected SI were excluded). We also excluded patients who had undergone a neurosurgical procedure or sustained a traumatic brain injury within 1 month of CSF sampling.
N= 61 patients (54 taps from shunt valves and 7 taps from Ommaya reservoirs)
Prevalence: 6/61 = 9.8%
Mean age ± SD: 69 ± 65 months
Sex: % M / % F Not reported
Other important characteristics: Not applicable |
Describe index test: Lactate in CSF (LCSF)
Cut-off point(s): LCSF: 2.95 mmol/L
Comparator test: Not applicable
Cut-off point(s): Not applicable |
Describe reference test and cut-off point(s): The definite diagnosis of a central nervous system infection (e.g., meningitis, ventriculitis) was determined by positive culture or positive PCR findings. In selected cases, nucleic acid detection by PCR was performed. PCR was not routinely performed. It was reserved for questionable cases in which the clinical condition had raised the suspicion of an infection, but the culture results were negative; however, the patient had recently received antibiotics, which could have led to a distortion in the test results and partial treatment. |
Time between the index test and reference test: Not reported
For how many participants were no complete outcome data available? Not reported
Reasons for incomplete outcome data described? |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
AUC: 0.785 Sensitivity: 83% Specificity: 83% PPV: 50% NPV: 96% |
|
|
Schade, 2006 |
Type of study: Prospective observational study
Setting and country: Leiden University Medical Center, Leiden, The Netherlands
Funding and conflicts of interest: This study was funded by a grant from the efficacy research program at Leiden University Medical Center.
Conflict of interest not reported. |
Inclusion criteria: Patients who had been undergoing external drainage of CSF for more than 24 hours between July 1999 and January 2003
Exclusion criteria: Excluded from the study were 30 patients with temporarily externalized internal CSF drains, such as malfunctioning ventriculoperitoneal or ventriculoarterial drains. Twenty patients with a central nervous system infection, such as cerebral abscess or tuberculosis, that was present before placement of the drain were also excluded.
N= 230
Prevalence: 22/230 = 9.6%
Median age (range): 52.5 (0.1–87.6) years
Sex: male/female ratio was 1:1.3
Other important characteristics: Not applicable |
Describe index test: CSF leukocyte count CSF protein concentration CSF glucose concentration Gram stain
Cut-off point(s): For none of the CSF parameters was it possible to establish a cut-off value with a sensitivity and specificity of at least 60%.
Comparator test: Not applicable
Cut-off point(s): Not applicable |
Describe reference test and cut-off point(s): External drainage-related bacterial meningitis was defined based on positive culture results in combination with clinical symptoms. |
Time between the index test and reference test: The index test was performed 3 days before the infection and on the first 3 days of infection
For how many participants were no complete outcome data available? Not reported
Reasons for incomplete outcome data described? |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available): For none of the CSF parameters was it possible to establish a cut-off value with a sensitivity and specificity of at least 60%.
The Gram stain was used to evaluate 1735 CSF samples. Thirty-nine samples (2.2%) showed a positive Gram stain. Compared with a positive culture, the overall sensitivity of the Gram stain was 39.8% (38 of 98) and the specificity was 99.9% (1636 of 1637). The positive predictive value of the Gram stain was 97.4%, and the negative predictive value was 96.5%. |
|
|
Zheng, 2020 |
Type of study: Retrospective observational study
Setting and country: Four neurosurgical centres in northern China
Funding and conflicts of interest: Beijing Municipal Administration of Hospitals, Grant/Award Number: QML20180502
The authors declare no conflict of interest. |
Inclusion criteria: Patients suspected to have post‐neurosurgical meningitis and hospitalized during 2012‐2018 at Beijing Tiantan Hospital, a tertiary hospital. All the patients who underwent post-neurosurgery during this period were eligible for this study.
Exclusion criteria: Patients who were immunocompromised and had CSF shunt infections, had coagulase-negative staphylococci infection, or showed the presence of cryptococcal antigen, intracranial masses, and brain abscesses were excluded from the study
N= 481
Prevalence: 226/481 = 47.0% post‐neurosurgical bacterial meningitis (PNBM) 255/481 = 53.0% post‐neurosurgical aseptic meningitis (PNAM)
Median age (25%, 75%): PNBM: 48 (37, 59) years PNAM: 45 (35, 56) years
Sex: PNBM: 53.5% male PNAM: 53.3% male
Other important characteristics: Not applicable |
Describe index test: CSF leukocyte count CSF neutrophil proportions CSF protein concentration CSF glucose concentration CSF lactate
Cut-off point(s): CSF leukocyte count: 577.5 106/L CSF neutrophil proportions: 48.65% CSF protein concentration: 72.91 mg/dL CSF glucose concentration: 2.45 mmol/L CSF lactate: 4.45 µmol/L
Comparator test: Not applicable
Cut-off point(s): Not applicable |
Describe reference test and cut-off point(s): (a) clinical manifestations of neurological infections (body temperature >38.3°C, headache, neck stiffness, etc), (b) positive CSF culture, and (c) antibiotic treatment is effective. The meningitis was considered as post‐neurosurgical bacterial meningitis when all three criteria were met.
|
Time between the index test and reference test: Not reported
For how many participants were no complete outcome data available? Not reported
Reasons for incomplete outcome data described? |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
CSF leukocyte count AUC: 0.754 Sensitivity: 83.6% Specificity: 56.0% PPV: 65.5% NPV: 77.3%
CSF neutrophil proportions AUC: 0.692 Sensitivity: 98.7% Specificity: 40.1% PPV: 62.2% NPV: 96.9%
CSF protein concentration AUC: 0.661 Sensitivity: 87.2% Specificity: 43.9% PPV: 60.9% NPV: 77.4%
CSF glucose concentration AUC: 0.767 Sensitivity: 78.0% Specificity: 69.5% PPV: 71.9% NPV: 76.0%
CSF lactate AUC: 0.791 Sensitivity: 62.4% Specificity: 82.4% PPV: 78.0% NPV: 68.7% |
|
Risk of bias assessment diagnostic accuracy studies (QUADAS II, 2011)
|
Study reference |
Patient selection
|
Index test |
Reference standard |
Flow and timing |
Comments with respect to applicability |
|
Bajaj, 2012 |
Was a consecutive or random sample of patients enrolled? Yes
Was a case-control design avoided? Yes
Did the study avoid inappropriate exclusions? No
|
Were the index test results interpreted without knowledge of the results of the reference standard? No
If a threshold was used, was it pre-specified? No
|
Is the reference standard likely to correctly classify the target condition? Yes
Were the reference standard results interpreted without knowledge of the results of the index test? Yes
|
Was there an appropriate interval between index test(s) and reference standard? Yes
Did all patients receive a reference standard? Yes
Did patients receive the same reference standard? Yes
Were all patients included in the analysis? Yes |
Are there concerns that the included patients do not match the review question? Yes
Are there concerns that the index test, its conduct, or interpretation differ from the review question? No
Are there concerns that the target condition as defined by the reference standard does not match the review question? No |
|
CONCLUSION: Could the selection of patients have introduced bias?
RISK: HIGH |
CONCLUSION: Could the conduct or interpretation of the index test have introduced bias?
RISK: LOW
|
CONCLUSION: Could the reference standard, its conduct, or its interpretation have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION Could the patient flow have introduced bias?
RISK: LOW |
OVERALL RISK: MODERATE |
|
|
Lenski, 2017 |
Was a consecutive or random sample of patients enrolled? Yes
Was a case-control design avoided? Yes
Did the study avoid inappropriate exclusions? No
|
Were the index test results interpreted without knowledge of the results of the reference standard? No
If a threshold was used, was it pre-specified? No
|
Is the reference standard likely to correctly classify the target condition? No
Were the reference standard results interpreted without knowledge of the results of the index test? Yes
|
Was there an appropriate interval between index test(s) and reference standard? Yes
Did all patients receive a reference standard? Yes
Did patients receive the same reference standard? Yes
Were all patients included in the analysis? Yes |
Are there concerns that the included patients do not match the review question? Yes
Are there concerns that the index test, its conduct, or interpretation differ from the review question? No
Are there concerns that the target condition as defined by the reference standard does not match the review question? No |
|
|
CONCLUSION: Could the selection of patients have introduced bias?
RISK: HIGH |
CONCLUSION: Could the conduct or interpretation of the index test have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION: Could the reference standard, its conduct, or its interpretation have introduced bias?
RISK: HIGH |
CONCLUSION Could the patient flow have introduced bias?
RISK: LOW |
OVERALL RISK: HIGH |
|
Roth, 2019 |
Was a consecutive or random sample of patients enrolled? Yes
Was a case-control design avoided? Yes
Did the study avoid inappropriate exclusions? Yes
|
Were the index test results interpreted without knowledge of the results of the reference standard? No
If a threshold was used, was it pre-specified? No
|
Is the reference standard likely to correctly classify the target condition? Yes
Were the reference standard results interpreted without knowledge of the results of the index test? Yes
|
Was there an appropriate interval between index test(s) and reference standard? Yes
Did all patients receive a reference standard? Yes
Did patients receive the same reference standard? No
Were all patients included in the analysis? No |
Are there concerns that the included patients do not match the review question? No
Are there concerns that the index test, its conduct, or interpretation differ from the review question? No
Are there concerns that the target condition as defined by the reference standard does not match the review question? No |
|
CONCLUSION: Could the selection of patients have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION: Could the conduct or interpretation of the index test have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION: Could the reference standard, its conduct, or its interpretation have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION Could the patient flow have introduced bias?
RISK: MODERATE |
OVERALL RISK: MODERATE |
|
|
Schade, 2006 |
Was a consecutive or random sample of patients enrolled? Yes
Was a case-control design avoided? Yes
Did the study avoid inappropriate exclusions? No
|
Were the index test results interpreted without knowledge of the results of the reference standard? No
If a threshold was used, was it pre-specified? No
|
Is the reference standard likely to correctly classify the target condition? Yes
Were the reference standard results interpreted without knowledge of the results of the index test? Yes
|
Was there an appropriate interval between index test(s) and reference standard? Yes
Did all patients receive a reference standard? Yes
Did patients receive the same reference standard? Yes
Were all patients included in the analysis? No |
Are there concerns that the included patients do not match the review question? No
Are there concerns that the index test, its conduct, or interpretation differ from the review question? No
Are there concerns that the target condition as defined by the reference standard does not match the review question? No
OVERALL RISK: HIGH |
|
CONCLUSION: Could the selection of patients have introduced bias?
RISK: HIGH |
CONCLUSION: Could the conduct or interpretation of the index test have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION: Could the reference standard, its conduct, or its interpretation have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION Could the patient flow have introduced bias?
RISK: LOW |
||
|
Zheng, 2020 |
Was a consecutive or random sample of patients enrolled? Yes
Was a case-control design avoided? Yes
Did the study avoid inappropriate exclusions? No
|
Were the index test results interpreted without knowledge of the results of the reference standard? No
If a threshold was used, was it pre-specified? No
|
Is the reference standard likely to correctly classify the target condition? No
Were the reference standard results interpreted without knowledge of the results of the index test? Yes
|
Was there an appropriate interval between index test(s) and reference standard? Yes
Did all patients receive a reference standard? Yes
Did patients receive the same reference standard? Yes
Were all patients included in the analysis? Yes |
Are there concerns that the included patients do not match the review question? No
Are there concerns that the index test, its conduct, or interpretation differ from the review question? No
Are there concerns that the target condition as defined by the reference standard does not match the review question? No
|
|
|
CONCLUSION: Could the selection of patients have introduced bias?
RISK: HIGH |
CONCLUSION: Could the conduct or interpretation of the index test have introduced bias?
RISK: LOW |
CONCLUSION: Could the reference standard, its conduct, or its interpretation have introduced bias?
RISK: HIGH |
CONCLUSION Could the patient flow have introduced bias?
RISK: LOW |
OVERALL RISK: HIGH |
Judgments on risk of bias are dependent on the research question: some items are more likely to introduce bias than others, and may be given more weight in the final conclusion on the overall risk of bias per domain:
Patient selection:
- Consecutive or random sample has a low risk to introduce bias.
- A case control design is very likely to overestimate accuracy and thus introduce bias.
- Inappropriate exclusion is likely to introduce bias.
Index test:
- This item is similar to “blinding” in intervention studies. The potential for bias is related to the subjectivity of index test interpretation and the order of testing.
- Selecting the test threshold to optimise sensitivity and/or specificity may lead to overoptimistic estimates of test performance and introduce bias.
Reference standard:
- When the reference standard is not 100% sensitive and 100% specific, disagreements between the index test and reference standard may be incorrect, which increases the risk of bias.
- This item is similar to “blinding” in intervention studies. The potential for bias is related to the subjectivity of index test interpretation and the order of testing.
Flow and timing:
- If there is a delay or if treatment is started between index test and reference standard, misclassification may occur due to recovery or deterioration of the condition, which increases the risk of bias.
- If the results of the index test influence the decision on whether to perform the reference standard or which reference standard is used, estimated diagnostic accuracy may be biased.
- All patients who were recruited into the study should be included in the analysis, if not, the risk of bias is increased.
Judgement on applicability:
Patient selection: there may be concerns regarding applicability if patients included in the study differ from those targeted by the review question, in terms of severity of the target condition, demographic features, presence of differential diagnosis or co-morbidity, setting of the study and previous testing protocols.
Index test: if index tests methods differ from those specified in the review question there may be concerns regarding applicability.
Reference standard: the reference standard may be free of bias but the target condition that it defines may differ from the target condition specified in the review question.
Table of excluded studies
|
Author and year |
Reason for exclusion |
|
Search 01-01-2009 until 21-04-2020 |
|
|
Böer, 2010 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Chidambaram, 2015 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Choi, 2013 |
No index tests from the PICRO |
|
Citerio, 2015 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Dorresteijn, 2019 |
Systematic review. Wrong reference test |
|
Erdem, 2008 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Farrell, 2013 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Gordon, 2014 |
Wrong reference test |
|
Grille, 2012 |
Wrong reference test |
|
Grille, 2017 |
Wrong reference test |
|
Groselj-Grenc, 2019 |
Wrong reference test |
|
Hariri, 2017 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Hill, 2017 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Hoogmoed, 2017 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Joyce, 2019 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Lee, 2019 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Lenski, 2019a |
Wrong reference test |
|
Lenski, 2019b |
Wrong reference test |
|
Li, 2015 |
Wrong reference test |
|
Liu, 2014 |
Wrong reference test |
|
Lotfi, 2019 |
Wrong reference test |
|
Maskin, 2013 |
Wrong reference test |
|
Munoz-Gomez, 2015 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Olguner ea 2019 |
Wrong reference test |
|
Pagliano, 2017 |
Systematic review. Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Ramezani, 2015 |
Wrong reference test |
|
Roth, 2019 |
This article in Child's Nervous System describes the same study as the article of Roth 2019 in World Neurosurgery |
|
Rowensztein, 2015 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Srihawan, 2017 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Stubljar, 2015 |
Wrong reference test |
|
Sumanth Kumar, 2018 |
Wrong reference test |
|
Xiao, 2016 |
Systematic review. Wrong reference test |
|
Zervos, 2019 |
Systematic review. Wrong reference test |
|
Zhang, 2017 |
Wrong reference test |
|
Zhang, 2019 |
Wrong reference test |
|
Previous version of the guideline (2013) |
|
|
Banks, 2005 |
No index tests from the PICRO |
|
Conen, 2008 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Deutch, 2007 |
No index tests from the PICRO |
|
Mayhall, 1984 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Vinchon, 2006 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Weisfelt, 2007 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
|
Zarrouk, 2006 |
Diagnostic accuracy not reported as outcome measure |
Verantwoording
Autorisatiedatum en geldigheid
Laatst beoordeeld : 08-07-2022
Laatst geautoriseerd : 08-07-2022
Geplande herbeoordeling :
Algemene gegevens
Kennisgenomen: Nederlandse Huisartsen Genootschap
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 multidisciplinaire werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van alle relevante specialismen (zie hiervoor de Samenstelling van de werkgroep) die betrokken zijn bij de zorg voor patiënten met (verdenking op) bacteriële meningitis.
Werkgroep
- Prof. dr. D. van de Beek, neuroloog, Amsterdam Universitair Medische Centra, Amsterdam, NVN
- Dr. M.C. Brouwer, neuroloog, Amsterdam Universitair Medische Centra, Meibergdreef, NVN
- Dr. S.G.B. Heckenberg, neuroloog, Spaarne Gasthuis, Haarlem, NVN
- Dr. A. van Samkar, neuroloog in opleiding, Canisius Wilhelmina Ziekenhuis, Nijmegen, NVN
- Dr. E.F. Hensen, KNO-arts, Leiden Universitair Medisch Centrum, Leiden, NVKNO
- Dr. D.F. Postma, internist-infectioloog, Universitair Medisch Centrum Groningen, Groningen, NIV, NVII
- Dr. M.W. Bijlsma, kinderarts, Amsterdam Universitair Medische Centra, Meibergdreef, NVK
- Dr. R.A.G. Huis in ’t Veld, arts-microbioloog, Universitair Medisch Centrum Groningen, Groningen, NVMM
- Dr. A.J.H. Cremers, arts-microbioloog i.o., Radboud Universitair Medisch Centrum, Nijmegen, NVMM
- Dr. R.D.S. Nandoe Tewarie, neurochirurg, Haaglanden Medisch Centrum, Den Haag, NVvN
- Dr. M.A. Kuiper, neuroloog-intensivist, Medisch Centrum Leeuwarden, Leeuwarden, NVIC
- Dr. M. Kool, huisarts, Gezondheidscentrum de Volgerlanden, Hendrik-Ido-Ambacht, NHG
- W.H. Witkamp, patiëntvertegenwoordiger, Meningitisstichting
Met ondersteuning van
- Dr. M.A. Pols, senior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
- Dr. A. Balemans, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (tot oktober 2020)
- Drs. B.L. Gal-de Geest, junior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (vanaf oktober 2020)
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 |
|
Van de Beek |
Neuroloog, Amsterdam UMC, locatie AMC |
Lid wetenschappelijke adviesraad Nederlands Instituut voor Neurowetenschappen (onbetaald) Lid commissie Wetenschappelijk Onderzoek Neurologie (onbetaald) |
Wetenschappelijke adviesraad van de Nederlandse Meningitis Stichting en sarcoïdose belangenvereniging Nederland |
Geen actie |
|
Bijlsma |
Kinderarts (Amsterdam UMC) Postdoctoraal onderzoeker (Amsterdam UMC) |
Werkgroepdocent EpidM cursus regressietechnieken (betaling aan Amsterdam UMC) - NVK congrescommissie (onbetaald) - NVK richtlijnen en indicatoren commissie (onbetaald) - Adviseur Nederlandse Meningitis Stichting (onbetaald) |
Onderzoeksfinanciering NOGBS studie door: Amsterdam UMC, Stichting Steun Emma, C.J. Vaillantfonds, Remmert Adriaan Laan Fonds, The European & Developing Countries Clinical Trials Partnership (EDCTP), London School of Hygiene and Tropical Medicine. Geen van deze financiers heeft belang bij de richtlijn adviezen. |
Geen actie |
|
Huis in ’t Veld |
Arts-microbioloog, HagaZiekenhuis Den Haag. |
Geen |
Geen |
Geen actie |
|
Brouwer |
Neuroloog, Amsterdam UMC, locatie AMC, Amsterdam 1,0 fte |
Geen |
Regelmatig (1x per 1 tot 2 jaar) gevraagd als expert bij de patiëntenorganisaties van meningitis en encefalitis patiënten (Nederlandse meningitis stichting). Spreker bij de NVN bij het jaarlijks assistentenonderwijs over neuroinfecties en inflammatie. Spreker voor de NVN bij de jaarlijkse nascholing (biemond cursus). Voorzitter van de richtlijncommissie van de European Society of Clinical Microbiology and Infectious Diseases (ESCMID) study Group of Infections the Brain (ESGIB). Deelname aan de richtlijn of de inhoud van de richtlijn heeft geen invloed op reputatie/positie |
Geen actie |
|
Nandoe Tewarie |
Neurochirurg Haaglanden MC |
Geen |
Geen |
Geen actie |
|
Heckenberg |
Neuroloog, Spaarne Gasthuis Haarlem |
Geen |
Geen |
Geen actie |
|
Kuiper |
Neuroloog-Intensivist Werkgever: Medisch Centrum Leeuwarden |
Medisch Adviseur Nederlandse Transplantatiestichting; betaald, 2 dagen per maand Voorzitter Wetenschappelijke Raad van de Nederlandse Reanimatieraad; vacatiegeld van 1500 euro per jaar |
Geen |
Geen actie |
|
Van Samkar |
AIOS Neurologie CWZ Nijmegen |
Geen |
Geen |
Geen actie |
|
Cremers |
AIOS Medische microbiologie, RadboudUMC, 1FTE |
Bestuurslid NVAMM, onbetaald. Lid Commissie Wetenschap en Innovatie NVMM, (Nationale Kennisagenda), betaald. Lid Werkgroep Sepsis, RadboudUMC Center for Infectious Diseases, onbetaald. Lid ESCMID Study Groups "Bloodstream Infections, Endocarditis and Sepsis" en "Genomic and Molecular Diagnostics", onbetaald. |
Als AIOS actief in innovatie van microbiologische diagnostiek voor invasieve bacteriële infecties. |
Geen actie |
|
Hensen |
KNO-arts, Leids Universitair Medisch Centrum |
Sectie-redacteur, Nederlands Tijdschrift voor Geneeskunde (onbetaald) Redacteur, Nederlands Tijdschrift voor Keel-Neus Oorheelkunde (onbetaald) |
Geen |
Geen actie |
|
Kool |
huisarts - stichting Zonboog 0,72fte wetenschappelijk docent, Erasmus MC afdeling huisartsgeneeskunde 0,2fte |
Geen |
Geen |
Geen actie |
|
Witkamp |
Communicatieadviseur bij Poonawalla Sciencepark B.V. (fulltime, betaaldefunctie) |
Voorzitter Nederlandse Meningitis Stichting: meewerkend voorzitter-onbetaald Governing council lid van Confederation of Meningitis Organizations (CoMO): council-lid meedenken en werken aan ontwikkeling van CoMO - onbetaald Skileraar-betaald |
Deelname aan de werkgroep is goed voor de reputatie van de Nederlandse Meningitis Stichting. Voor mij persoonlijk niet van toepassing. |
Geen actie |
|
Postma |
Internist-infectioloog, Universitair Medisch Centrum Groningen |
Lid ESCMID Fungal Infection Study Group en ESCMID Study Group for Infections in Compromised Hosts (onbetaald). docent voor verschillende cursus infectieziekten (betaald). |
Geen |
Geen actie |
Inbreng patiëntenperspectief
Er werd aandacht besteed aan het patiëntenperspectief door afvaardiging van de Meningitisstichting 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. De richtlijnmodules zijn tevens voor commentaar voorgelegd aan de Meningitisstichting.
Implementatie
|
Aanbeveling |
Tijdspad voor implementatie: 1 tot 3 jaar of > 3 jaar |
Verwacht effect op kosten |
Randvoorwaarden voor implementatie (binnen aangegeven tijdspad) |
Mogelijke barrières voor implementatie1 |
Te ondernemen acties voor implementatie2 |
Verantwoordelijken voor acties3 |
Overige opmerkingen |
|
Sluit bij klinische verdenking de diagnose bacteriële meningitis na craniotomie of bij een interne/ externe ventrikeldrain niet uit op basis van individuele liquorparameters, maar wacht de liquorkweek af en start in afwachting van de kweekresultaten antibiotische behandeling. |
|
|
|
|
|
|
Niet van toepassing. De aanbeveling verschilt niet ten opzichte van de huidige praktijk. |
1 Barrières kunnen zich bevinden op het niveau van de professional, op het niveau van de organisatie (het ziekenhuis) of op het niveau van het systeem (buiten het ziekenhuis). Denk bijvoorbeeld aan onenigheid in het land met betrekking tot de aanbeveling, onvoldoende motivatie of kennis bij de specialist, onvoldoende faciliteiten of personeel, nodige concentratie van zorg, kosten, slechte samenwerking tussen disciplines, nodige taakherschikking, et cetera.
2 Denk aan acties die noodzakelijk zijn voor implementatie, maar ook acties die mogelijk zijn om de implementatie te bevorderen. Denk bijvoorbeeld aan controleren aanbeveling tijdens kwaliteitsvisitatie, publicatie van de richtlijn, ontwikkelen van implementatietools, informeren van ziekenhuisbestuurders, regelen van goede vergoeding voor een bepaald type behandeling, maken van samenwerkingsafspraken.
3 Wie de verantwoordelijkheden draagt voor implementatie van de aanbevelingen, zal tevens afhankelijk zijn van het niveau waarop zich barrières bevinden. Barrières op het niveau van de professional zullen vaak opgelost moeten worden door de beroepsvereniging. Barrières op het niveau van de organisatie zullen vaak onder verantwoordelijkheid van de ziekenhuisbestuurders vallen. Bij het oplossen van barrières op het niveau van het systeem zijn ook andere partijen, zoals de NZA en zorgverzekeraars, van belang.
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 inventariseerde de werkgroep de knelpunten in de zorg voor patiënten met bacteriële meningitis. De werkgroep beoordeelde de aanbeveling(en) uit de eerdere richtlijnmodules (NVN, 2013) op noodzaak tot revisie. Tevens zijn er knelpunten aangedragen door Lareb en het NHG via een enquête.
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).
|
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.
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.
Commentaar- en autorisatiefase
De conceptrichtlijnmodule werd aan de betrokken (wetenschappelijke) verenigingen en (patiënt) organisaties voorgelegd ter commentaar. De commentaren werden verzameld en besproken met de werkgroep. Naar aanleiding van de commentaren werd de conceptrichtlijnmodule aangepast en definitief vastgesteld door de werkgroep. De definitieve richtlijnmodule werd 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 Kwaliteit. 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.
Zoekverantwoording
Zoekacties zijn opvraagbaar. Neem hiervoor contact op met de Richtlijnendatabase.