Rol Doppler van ACM bij FGR na 32 weken
Uitgangsvraag
Wat is de rol van de Doppler van de ACM bij een vermeende foetale groeirestrictie na 32 weken?
De uitgangsvraag omvat de volgende deelvragen:
- Wat is de prognostische waarde van Doppler van de arteria cerebri media (ACM) en/of cerebroplacental ratio (CPR) bij vermeende late groeirestrictie (AD>32 weken) (EFW (Estimated Fetal Weigth) of AC (Abdominal Circumference) <p10)?
- Is het aangewezen om bij vermeende late foetale groeirestrictie (AD>32 weken) (EFW of AC <p10) het beleid ten aanzien van wel of niet continueren van de zwangerschap te bepalen naar aanleiding van de uitkomsten van de Doppler van de ACM/CPR?
Aanbeveling
Bepaal niet het beleid bij een foetus met vermeende groeirestrictie (AD>32 weken) op basis van de uitkomsten van de ACM of CPR Doppler, tenzij in onderzoeksetting.
Overwegingen
Vanwege de schaarsheid van data was het helaas niet mogelijk de data te poolen. Daarom wordt er een spreiding weergegeven.
De review van Schreurs (2017) laat zien dat er weinig studies zijn die de betekenis van de CPR en ACM Doppler hebben onderzocht bij een foetus met late FGR, hierdoor kon slechts een beperkt aantal studies worden opgenomen in dit overzicht. In zwangerschappen met late FGR (EFW<p10 of geboortegewicht <p10 bij AD>32 weken) onderzochten negen studies de prognostische accuratesse van de CPR en acht studies die van de ACM Doppler. Er werd een grote spreiding van de accuratesse gevonden van zowel de CPR als de ACM Doppler. Op basis van deze literatuur kan de veronderstelde klinische waarde van de CPR en de ACM Doppler niet ondersteund worden.
In sommige richtlijnen wordt gesuggereerd dat bij afwijkende ACM/CPR er verhoogde foetale bewaking of eerdere inductie van de baring moet plaatsvinden. Echter, behalve dat de prognostische accuratesse erg wisselend is gerapporteerd, werden er geen studies gevonden waarin een beleidsmaatregel werd gekoppeld aan een afwijkende meting.
Een studie waarbij het wel meten van de ACM werd vergeleken met niet meten, of blinderen van de meting, is tot nu toe niet verricht. Ook is het nog nooit onderzocht of de eventuele voordelen van een eerdere inductie opwegen tegen de nadelige effecten van deze interventie. Om deze reden is er op basis van de huidige literatuur geen mogelijkheid advies te geven omtrent het te voeren beleid bij een afwijkende meting.
Dit betekent dat, hoewel er associaties zijn tussen afwijkende PI van de ACM of CPR en slechtere perinatale uitkomst, met toevoeging van meting van de ACM/CPR aan het huidige beleid nog steeds veel foetussen at risk niet als dusdanig geïdentificeerd zullen worden. Daarnaast zullen ook veel foetussen juist wel als hoog risico geclassificeerd worden, terwijl zij niet daadwerkelijk at risk waren, met onnodige diagnostiek en interventie tot gevolg. Vooralsnog is er geen bewijs van gunstige invloed op de uitkomst door het meten van de ACM/CPR. Dit bewijs zou moeten komen van klinische trials. Vooralsnog zou het bepalen van de ACM/CPR, anders dan in studieverband, niet toegepast moeten worden. De Truffle 2 studie, waarin de toegevoegde waarde van de CPR bij vermeende FGR onderzocht zal worden, gaat in 2018 van start. De PI van de AU wordt overigens wel als zinvol beschouwd om het beleid omtrent foetale bewaking, dan wel beëindigen van de zwangerschap te bepalen (Alfirevic, 2017; zie ook richtlijn foetale groeirestrictie).
Onderbouwing
Achtergrond
Het beleid bij vermeende foetale groeirestrictie (FGR) is erop gericht om een foetus met verhoogd risico op complicaties te identificeren, meer intensief te bewaken en eventueel de bevalling in te leiden. Overbodige interventies dienen echter zoveel mogelijk vermeden te worden. De definitie van FGR is veelal gebaseerd op een biometrische afkapwaarde, meestal p10, voor de AC of het geschatte gewicht, of een afbuiging in percentielen. Binnen deze groep is het van groot belang goed onderscheid te kunnen maken tussen foetussen die fysiologisch klein zijn en foetussen met groeirestrictie op basis van placenta-insufficiëntie. Om de kleine foetus met hoog risico op een slechtere perinatale uitkomst te identificeren, wordt bij verdenking op groeirestrictie naast het meten van de biometrie, gebruikgemaakt van Dopplermetingen. Een groei onder p10 die normaal verloopt, is niet at risk, dit kan bevestigd worden met normale Dopplers. (Echter, een kind onder p3 is zo klein dat ongeacht of die volgens de lijnen groeit, deze als at risk bestempeld dient te worden.) Een bij Doppleronderzoek veel gebruikte maat is de pulsatility-index (PI, het verschil van de maximale systolische stroomsnelheid en de minimale diastolische stroomsnelheid gedeeld door de gemiddelde stroomsnelheid). Op dit moment wordt het meten van de PI van de arteria umbilicalis (AU) algemeen aanvaard als van toegevoegde waarde bij vermeende groeirestrictie. De recente Cochrane review ten aanzien van Dopplermetingen in de foetus en in de AU concludeert dat het bewijs (van matige-lage kwaliteit) suggereert dat het gebruik van Doppler van de AU bij hoogrisicozwangerschappen het risico reduceert op perinatale sterfte en mogelijk het aantal obstetrische interventies reduceert (Alfirevic, 2017). Vooral bij de late groeirestrictie (AD>32 weken) wordt gedacht dat de ACM Doppler of CPR van aanvullende waarde is om de foetussen die at risk zijn, te identificeren (DeVore, 2015; Dunn, 2017; Meher, 2015; Gordijn, 2016). Ook zouden met Doppler mogelijk de foetussen die een groei boven de 10e percentiel hebben, maar toch een relatieve groeirestrictie hebben, opgespoord kunnen worden. Er worden duidelijk associaties gevonden tussen uitkomst van de zwangerschap en afwijkende metingen van de ACM en de CPR. Om de CPR te berekenen wordt de PI van de ACM gedeeld door de PI van de AU. Deze meting zou gebruikt kunnen worden om bij de foetus met vermeende groeirestrictie, beter dan alleen op basis van de PI van de AU, diegenen te identificeren die een verhoogd risico hebben op een slechte perinatale uitkomst. Een lagere PI van de ACM (en ook een lagere CPR) wordt gezien als redistributie, er gaat relatief meer bloed naar de hersenen, ook wel brainsparing genoemd. Het is op dit moment echter niet duidelijk of de ACM en/of de CPR daadwerkelijk de foetus at risk detecteert en met welke accuratesse. Ook is het niet duidelijk welk beleid gevoerd moet worden bij een afwijkende meting, en wat daarvan de effecten zijn op de perinatale uitkomst. In dit overzicht worden de testkarakteristieken van deze meting en de eventuele toegevoegde waarde van deze meting voor de klinische praktijk beschreven.
Conclusies
Zoekvraag 1:
|
Geen GRADE |
Het is niet mogelijk een conclusie te trekken over de prognostische accuratesse van de ACM en de CPR met betrekking tot perinatale mortaliteit wegens het gebrek aan data. |
|
Geen GRADE |
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat samengestelde perinatale uitkomst varieerde tussen de 13 en 48 procent, de bijbehorende gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 56 en 97 procent.
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat samengestelde perinatale uitkomst varieerde tussen de 8 en 71 procent, de bijbehorende gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 56 en 98 procent.
Schreurs, 2017 |
|
Geen GRADE |
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat Apgar-score bij 5 minuten <7 varieerde tussen de 33 en 100 procent, de gerapporteerde gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 67 en 73 procent.
Slechts één van de geïncludeerde studies heeft de sensitiviteit en specificiteit van de CPR met betrekking tot de Apgar-score gerapporteerd. De gemiddelde sensitiviteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat Apgar-score kon echter niet worden bepaald (geen true positives). De gerapporteerde gemiddelde specificiteit in deze studie was 78 procent.
Schreurs, 2017 |
|
Geen GRADE |
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat acidose (pH UA< 7.05) varieerde tussen de 13 en 38 procent, de bijbehorende gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 72 en 87 procent.
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit en specificiteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat acidose varieerde respectievelijk tussen de 38 en 67 procent en tussen de 47 en 78 procent. Schreurs, 2017 |
|
Geen GRADE |
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat spoedbevalling voor foetale nood varieerde tussen de 22 en 58 procent, de gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 79 en 91 procent.
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat spoedbevalling voor foetale nood varieerde tussen de 46 en 70 procent, de bijbehorende gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 51 en 79 procent.
Schreurs, 2017 |
|
Geen GRADE |
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat NICU-opname varieerde tussen de 16 en 100 procent, de bijbehorende gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 72 en 79 procent.
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat NICU-opname varieerde tussen de 18 en 68 procent, de gemiddelde specificiteit varieerde tussen de 51 en 78 procent.
Schreurs, 2017 |
Zoekvraag 2:
Er zijn geen studies gevonden die deze vraag beantwoorden.
Samenvatting literatuur
Zoekvraag 1: Wat is de prognostische accuratesse van de Doppler van de ACM of de CPR om een slechte uitkomst te voorspellen bij vermeende foetale groeirestrictie na AD 32 weken?
De systematische review van Schreurs (2017) is opgenomen in de literatuursamenvatting. In deze review werd de prognostische waarde van de CPR en de ACM met betrekking tot neonatale uitkomsten onderzocht. Pubmed, Embase.com, The Cochrane Library en ClinicalTrials.gov werden in juni 2016 doorzocht. Alleen studies waarin vrouwen zwanger van een eenling participeerden werden geïncludeerd. De QUADAS-2 werd gebruikt om de risk of bias binnen de geïncludeerde studies te bepalen.
Schreurs (2017) heeft 128 studies (n=47.748 vrouwen) geïncludeerd in de systematische review. Van deze 128 studies beantwoordden 13 studies de PICO en in deze 13 studies participeerden in totaal 2438 patiënten (tabel 1). Vijf studies hebben de sensitiviteit en de specificiteit van de ACM gerapporteerd (Eixarch, 2008; Hata, 2000; Hershkovitz, 2000; Oros, 2010; Parra-Saavedra, 2013), vijf de sensitiviteit en specificiteit van de CPR (Chang, 1994; Figueras, 2015; Fu, 2011; Garcia-Simon, 2015; Yoshimura, 1998) en drie studies rapporteerden de accuratesse van beide indextesten (Cruz-Martinez, 2011; Melamed, 2016; Odito, 2005). Slechts bij twee studies was er sprake van een laag risico op bias (Oros, 2010; Cruz-Martinez, 2011). Schreurs (2017) geeft aan dat geen van de studies heeft beschreven of een abnormale test uitslag het verdere beleid heeft beïnvloed.
Resultaten
De resultaten zijn weergegeven in tabel 1. Wanneer drie of meer studies de sensitiviteit en de specificiteit voor een betreffende uitkomstmaat rapporteerden, zijn de resultaten van deze studies weergegeven in een figuur. Gezien het beperkte aantal studies dat per uitkomstmaat geïncludeerd kon worden in deze literatuursamenvatting is er gekozen om de resultaten van de individuele studies niet te poolen.
1. Perinatale sterfte
Geen van de studies heeft deze uitkomstmaat onderzocht.
2. Samengestelde perinatale uitkomst
Slechts drie van de studies geïncludeerd in Schreurs (2017) hebben de prognostische waarde van de ACM met betrekking tot de samengestelde perinatale uitkomst bepaald (Oros, 2010; Melamed, 2009 en Obido, 2005). De gemiddelde gerapporteerde sensitiviteit varieerde tussen de 13 en 48 procent en de gemiddelde specificiteit tussen de 56 en 97 procent (figuur 1, de individuele gegevens van de studie van Melamed, 2009, konden niet in deze figuur weergegeven worden aangezien de gegevens over het aantal terecht/fout positieven en negatieven voor deze studie niet vermeld zijn in Schreurs, 2017). In vijf studies werd de prognostische accuratesse van de CPR met betrekking tot deze uitkomst onderzocht (Chang, 1994; Figueras, 2015; Garcia-Simon, 2015; Melamed, 2009 en Obido, 2005). De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit varieerde tussen de 8 en 71 procent en de gemiddelde specificiteit tussen de 56 en 98 procent (figuur 2, de individuele gegevens van de studie van Melamed, 2009 konden niet in de figuur worden weergegeven aangezien de gegevens over het aantal terecht/fout positieven en negatieven voor deze studie niet vermeld zijn in Schreurs, 2017).
Figuur 1. Sensitiviteit en specificiteit van de ACM met betrekking tot de samengestelde perinatale uitkomst.
Figuur 2. Sensitiviteit en specificiteit van de CPR met betrekking tot de samengestelde perinatale uitkomstmaat.
3. Apgar-score bij 5 minuten lager dan 7
In vier van de geïncludeerde studies werd de prognostische accuratesse van de Doppler met betrekking tot de Apgar-score bepaald. De gemiddelde sensitiviteit voor de ACM kon in twee studies worden bepaald en varieerde tussen de 33 en 100 procent (Hata, 2000; Herskovitz, 2000). De bijbehorende gemiddelde specificiteit was 73 en 67 procent. In de studies van Eixarch (2008) en Fu (2011) kon de gemiddelde sensitiviteit niet goed worden berekend (er waren geen terecht positieven), de gerapporteerde specificiteit van de ACM was 80 procent (Eixarch, 2008) en 78 procent voor de CPR (Fu, 2011). De resultaten met betrekking tot de sensitiviteit en de specificiteit van de ACM voor deze uitkomstmaat zijn weergegeven in figuur 3.
Figuur 3. Sensitiviteit en specificiteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat ‘Apgar-score bij 5 minuten lager dan 7’.
4. Acidose
De gemiddelde sensitiviteit van de Doppler ACM voor de uitkomstmaat acidose varieerde tussen de 13 tot 38 procent en de bijbehorende gemiddelde specificiteit tussen de 72 en 87 procent (figuur 4). Voor de CPR was dit respectievelijk 38 tot 67, en 47 tot 78 procent (figuur 5).
Figuur 4. Sensitiviteit en specificiteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat ‘Acidose’.
Figuur 5. Sensitiviteit en specificiteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat ‘Acidose’.
5. Spoedbevalling voor foetale nood
Vijf studies geïncludeerd in Schreurs (2017) rapporteerden de prognostische accuratesse van de ACM Doppler met betrekking tot het aantal spoedbevallingen voor foetale nood (Eixarch, 2008; Hata, 2000; Oros, 2010; Parra-Saavedra, 2013 en Cruz-Martinez, 2011). In de meeste studies werd de prognostische waarde met betrekking tot het aantal sectio caesarea bepaald, maar in een aantal studies heeft men ook het aantal vacuümextracties meegenomen/gerapporteerd. De in deze geïncludeerde studies gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit varieerde tussen de 22 en 58 procent en de gemiddelde specificiteit tussen de 79 en de 91 procent (figuur 6).
De prognostische waarde van de CPR is bepaald in twee studies (Garcia-Simon, 2015 en CruZ-Martinez, 2011), de gemiddelde sensitiviteit varieerde in deze studies tussen de 46 en 70 procent en de gemiddelde specificiteit tussen de 51 en 79 procent.
Figuur 6. Sensitiviteit en specificiteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat ‘spoedbevalling voor foetale nood’.
6. NICU-opname
De gerapporteerde gemiddelde sensitiviteit van de ACM Doppler varieerde van 16 tot 100 procent en de gemiddelde specificiteit tussen de 72 en 79 procent (figuur 7). Voor de CPR varieerde de gemiddelde sensitiviteit en specificiteit respectievelijk tussen de 18-68 procent en tussen de 51-78 procent (figuur 8).
Figuur 7. Sensitiviteit en specificiteit van de ACM met betrekking tot de uitkomstmaat ‘NICU- opname’.
Figuur 8. Sensitiviteit en specificiteit van de CPR met betrekking tot de uitkomstmaat ‘NICU- opname’.
Tabel 1. De prognostische accuratesse van de ACM en CPR.
|
Indextest |
Studie |
N
|
Patiënt-karakteristieken |
GA at test |
Drempel-waarde Pulsatility index |
Uitkomsten, sensitiviteit (95%CI) / specificiteit (95%CI) |
|
|
|
|
|
Opmerkingen met betrekking tot risk of bias |
Opmerkingen met betrekking tot toepas- baarheid |
|
Perinatale sterfte |
Samengestelde uitkomst |
Apgar-score |
Acidosis |
Spoedbevaling voor foetale nood |
NICU opname |
||||||||
|
ACM |
Eixarch, 2008 |
125 |
Verdacht voor FGR en bevestigde geboortegewicht <p10, normale a. umbilicalis (UA) Doppler, bevalling na 37 weken GA. |
Niet vermeld
|
<p5 (curve Arduini 1990) |
- |
- |
NA/ 80 (72-87) |
13 (3-32)/ 78 (69-86)
|
22 (10-39)/ 81 (71-88) |
16 (3-40)/ 79 (70-78) |
Hoog: flow + timing |
- |
|
Hata, 2000 |
54 |
FGR en geboortegewicht <p10. Normale UA Doppler, bevalling na 37 weken GA. |
Niet vermeld
|
niet gerapporteerd |
- |
- |
33 (1-91)/ 73 (58-84) |
NA/ 72 (58-83) |
58 (28-85)/ 81 (66-91) |
47 (21-73)/ 79 (64-91 |
Onbekend: patiëntselectie, index test, referentie-standaard hoog: flow + timing |
- |
|
|
Hershkovitz, 2000 |
47 |
FGR, GA>35 weken |
>35 weken |
<p5 (Arduini 1990) |
- |
- |
100 (3-100)/ 67 (52-80) |
- |
- |
100 (40-100)/ 72 (56-85) |
Onbekend: flow + timing Hoog: referentie-standaard |
- |
|
|
Oros, 2010 |
98 |
Verdacht voor FGR (EFW<p10), geboortegewicht<p10, normale UA doppler |
Niet vermeld
|
<p5 (Arduini) 1990) |
- |
48 (29-68)/ 79 (68-88) |
- |
33 (4-78) / 72 (61-81) |
55 (32-76) / 79 (68-87) |
67 (9-99)/ 73 (63-81) |
- |
- |
|
|
Parra-Saavedra, 2013 |
193 |
EFW<p10, a terme, geen contra-indicatie voor vaginale baring |
38,4 (1,0) |
<p5 (Arduini 1990) |
- |
- |
- |
38 (18-62)/ 84 (78/89) |
32 (20-46)/ 86 (80-92) |
- |
Hoog: referentie-standaard |
- |
|
|
CPR |
Chang, 1994 |
104 |
Verdacht voor FGR tijdens 3e trimester, geboren na 36 weken. |
Niet vermeld
|
standaard deviatie score< 0,5 |
- |
69 (48-86)/ 62 (50-72) |
- |
- |
- |
- |
Onbekend: index test, referentie-standaard. hoog: flow + timing |
- |
|
Figueras, 2015 |
509 |
Verdacht voor FGR (EFW<p10, positieve einddiastolisch flow in UA, geen indicatie voor primaire sectio |
>32 weken |
<p10 (Baschat 2003)
|
- |
56 (47-65)/ 67 (62-71) |
- |
- |
- |
- |
Hoog: index test, referentie-standaard |
Hoog: index test |
|
|
Fu, 2011 |
126 |
Verdacht voor FGR, ≥36 weken |
Niet vermeld |
<1,08
|
- |
- |
Na / 78 (70-85) |
Na / 78 (68-86) |
- |
18 (2-52) 78 (70-85) |
Hoog: flow + timing |
- |
|
|
Garcia-Simon, 2015 |
164 |
Verdacht voor FGR (EFW<p10), normale UA doppler, ingeleid omdat EFW<p<10 |
Niet vermeld |
<p5 (Baschat 2003) |
- |
66 (55-77) / 56 (45-67) |
- |
67 (38-88)/ 47 (39-55)
|
70 (53-83)/ 51 (42-60) |
67 (52-80) 51 (42-61) |
Hoog: referentie-standaard |
- |
|
|
Yoshimura, 1998 |
77 |
Geboortegewicht <p10, a terme geboorte |
36-40 |
<1.0 |
- |
- |
- |
- |
- |
68 (45-86) 75 (61-85) |
Onbekend: referentie-standaard, flow + timing. Hoog: patiëntselectie
|
- |
|
|
Beide |
Cruz-Martinez, 2011 |
210 |
Verdacht voor FGR (EFW<p10), normale UA Doppler, >37 weken |
38.3 (1,2) |
<p5 (Baschat 2003) |
- |
- |
- |
ACM: 38 (15-65)/ 87 (82-91) CPR: 38 (15-65) / 72 (65-78) |
ACM: 30 (19-43) 91 (86-95) CPR: 46 (33-59) 79 (71-85) |
- |
- |
- |
|
Melamed, 2016 |
548 |
Geboortegewicht<p10, |
≥32 |
ACM: <p5 (Ebbing 2007) CPR: <1,08, <p<5 (Baschat 2003) |
- |
ACM: 13 (9-18)/ 97 (95-98) CPR: 8 (4-12)/ 98 (96-99) |
- |
- |
- |
- |
Onbekend: index test, referentie-standaard, flow + timing |
- |
|
|
Odibo, 2005 |
183 |
Verdacht voor FGR (EFW<p10) |
Niet vermeld |
ACM: niet vermeld CPR: <1.08, <p<5 (Baschat 2003) |
- |
ACM: 36 (25-48)/ 56 (46-65) CPR: 71 (59-82)/ 62 (52-71)
|
- |
- |
- |
- |
Hoog: patiëntselectie, referentie-standaard, flow + timing |
- |
Bewijskracht van de literatuur
De studies varieerden sterk in onder andere methodologische kwaliteit, de geïncludeerde uitkomstmaten, tijdstip van het onderzoek en de gebruikte afkapwaarden en/of referentiegrafieken. Daarnaast is het onduidelijk of de testresultaten invloed hebben gehad op het gevolgde beleid. Het was door de schaarsheid van data niet mogelijk om de resultaten te poolen. Gezien bovenstaande is er besloten om de bewijskracht niet te graderen, maar enkel de ranges van gevonden gemiddelde sensitiviteit en specificiteit weer te geven.
De bewijskracht voor de uitkomstmaat perinatale mortaliteit kon niet worden gegradeerd wegens het gebrek aan gegevens.
Zoekvraag 2: Wat is de effectiviteit van het beleid bepalen met toevoeging van ACM/CPR (Inleiden van de baring in het geval van een afwijkende test en expectatief beleid bij een normale testuitslag) ten opzichte van beleid bepalen zonder ACM/CPR in het geval van een vermeende foetale groeirestrictie na AD 32 weken met betrekking tot een slechte uitkomst?
Er zijn geen studies gevonden die deze vraag beantwoorden.
Zoeken en selecteren
Om de deelvragen te kunnen beantwoorden is er een systematische literatuuranalyse verricht naar de volgende zoekvragen:
1. Wat is de prognostische accuratesse van de Doppler van de ACM of de CPR om een slechte uitkomst te voorspellen bij vermeende foetale groeirestrictie na AD 32 weken?
P: Zwangerschap na AD 32 weken waarbij een verdenking op FGR (EFW of AC<p10) bestaat.
I: Doppler van de ACM of de cerebroplacental ratio (CPR).
C: Niet van toepassing gezien het type zoekvraag.
O: Perinatale mortaliteit, Apgar-score, spoedbevalling voor foetale nood, opname neonatale intensive care unit of neonatologie unit (NICU/NNU), samengestelde perinatale uitkomst en acidose.
2. Wat is het effectiviteit van het beleid bepalen met toevoeging van ACM of CPR ten
opzichte van beleid bepalen zonder ACM of CPR, in het geval van een vermeende foetale groeirestrictie na AD 32 weken met betrekking tot een slechte uitkomst?
P: Zwangerschap na AD 32 weken waarbij een verdenking op FGR (EFW of AC<p10) bestaat.
I: Beleid op basis van toevoeging ACM of CPR aan huidige beleid (beëindigen van de zwangerschap bij afwijkende testresultaten en expectatief beleid bij normale testuitslag).
C: Beleid zonder toevoeging ACM of CPR.
O: Perinatale mortaliteit, Apgar-score, spoedbevalling voor foetale nood, NICU-/NNU-opname, samengestelde perinatale uitkomst, en acidose.
Relevante uitkomstmaten
De werkgroep achtte perinatale sterfte, opname NICU/NNU en Apgar-score voor de besluitvorming kritieke uitkomstmaten; en spoedbevalling voor foetale nood, samengestelde perinatale uitkomst en acidose voor de besluitvorming belangrijke uitkomstmaten.
De werkgroep definieerde niet a priori de genoemde uitkomstmaten, maar hanteerde de in de studies gebruikte definities.
Als grens voor de klinisch relevante verschillen bij zoekvraag 2 werden door de werkgroep de default-grenzen, zoals voorgesteld door de GRADE working group, gehanteerd (een verschil van 25% in het relatief risico (Schünemann, 2013). Voor mortaliteit en blijvend letsel definieerde de werkgroep ieder significant verschil als klinisch relevant.
Zoeken en selecteren (Methode)
Voor deze literatuursamenvatting werd op 17-5-2016 in de databases Medline (via OVID) en Embase (via Embase.com) met relevante zoektermen gezocht naar systematische reviews, gerandomiseerd gecontroleerde trials en observationeel onderzoek welke na 2012 zijn verschenen. Op 17-10-2016 is de zoekperiode uitgebreid; er is aanvullend gezocht naar potentiële studies die tussen 2009 en 2012 en tussen 17-5-2016 en 17-10-2016 zijn verschenen. De search leverde 638 treffers op (420 treffers uit de originele search en 218 uit de aanvullende search). De zoekverantwoording is weergegeven onder het tabblad ‘Verantwoording’.
Na het uitvoeren van de zoekactie werd duidelijk dat er op zeer korte termijn een Nederlandse systematische review en meta-analyse naar de prognostische accuratesse van de Doppler van de ACM en de CPR zou verschijnen. Er werd besloten om deze review als basis te nemen bij het beantwoorden van zoekvraag 1. Gezien de vraagstelling in de review breder was dan zoekvraag 1, werd er een selectie gemaakt van de door de review geïncludeerde studies op grond van de volgende criteria: diagnostische studie waarin de specificiteit en sensitiviteit van de ACM of CPR ten opzichte van één van de boven beschreven uitkomstmaten bij patiënten met een verdenking op FGR (EFW/AC<p10) na AD 32 weken werden gerapporteerd.
Voor de tweede zoekvraag zijn de zoekresultaten verwerkt. De volgende selectiecriteria werden gehanteerd: systematische review (gezocht in ten minste twee databases, gedetailleerde zoekstrategie beschikbaar en risk of biasbeoordeling) of gerandomiseerde of observationeel onderzoek waarin zwangeren (AD>32 weken) met een foetus met een vermeende groeirestrictie (EFW/AC<p10) participeerden, en waarin een vergelijking werd gemaakt tussen het bepalen van het beleid op basis van de uitslag van de test (beëindigen van de zwangerschap bij een afwijkende test) of bepalen van beleid zonder de uitslag van de test (beleid alleen op basis van overige metingen). Daarnaast moest ten minste één van de bovenstaande uitkomstmaten zijn geïncludeerd.
Voor zoekvraag 1 is alleen de systematische review en meta-analyse van Schreurs (2017) geïncludeerd. Voor zoekvraag 2 werden op basis van titel en abstract in eerste instantie 28 studies voorgeselecteerd. Na raadpleging van de volledige tekst, werden vervolgens alle 28 studies uiteindelijk geëxcludeerd (zie exclusietabel onder het tabblad Verantwoording).
Referenties
- Alfirevic Z, Stampalija T, Dowswell T. Cochrane Database Syst Rev. 2017 Jun 13;6: Fetal and umbilical Doppler ultrasound in high-risk pregnancies.
- DeVore GR. The importance of the cerebroplacental ratio in the evaluation of fetal 358 well-being in SGA and AGA fetuses. Am J Obstet Gynecol 2015; 213(1): 5-15. 359
- Dunn L, Sherrell H, Kumar S. Review: Systematic review of the utility of the fetal 360 cerebroplacental ratio measured at term for the prediction of adverse perinatal outcome. 361 Placenta. 2017 [Epub ahead of print]
- Gordijn SJ, Beune IM, Thilaganathan B, Papageorghiou A, Baschat AA, Baker PN, et 366 al. Consensus definition for placental fetal growth restriction: a Delphi procedure. Ultrasound 367 Obstet Gynecol 2016; 48(3): 833-9.
- Meher S, Hernandez-Andrade E, Basheer SN, Lees C. Impact of cerebral 363 redistribution on neurodevelopmental outcome in small-for-gestational-age or growth-364 restricted babies: a systematic review. Ultrasound Obstet Gynecol 2015; 46: 398-404. 365
- Robson SC MW, Morris RK. The Investigation and Management of the Small-forGenstational-Age Fetus. Royal College of Obstetricians and Gynaecologists 2013; 2nd edition(Minor revisions - January 2014).
- Schreurs CA, de Boer MA, Heymans MW, Schoonmade LJ, Bossuyt PMM, Mol BWJ, de Groot CJM, Bax CJ. Prognostic accuracy of cerebroplacental ratio and middle cerebral artery Doppler for adverse perinatal outcomes: a systematic review and meta-analysis. Ultrasound Obstet Gynecol. 2017 Jul 14. doi: 10.1002/uog.18809. [Epub ahead of print] Review. PubMed PMID: 28708272.
- Schünemann H, Brozek 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.
Evidence tabellen
|
Study reference |
Study characteristics |
Patient characteristics
|
Index test (test of interest) |
Reference test
|
Follow-up |
Outcome measures and effect size |
Comments |
|
Schreurs, 2017
PS., study characteristics and results are extracted from the SR (unless stated otherwise) |
SR and meta-analysis
Literature search up to June 2016
A: Eixarch, 2008 B: Hata, 2000 C: Hershkovitz, 2000 D: Oros, 2010 E: Parra-Saavedra, 2013 F: Chang, 1994 G: Figueras, 2015 H: Fu, 2011 I:Gardica-Simon, 2015 J: Yoshimura, 1998 K: Cruz-Martinez, 2011 L: Melamed, 2016 M: Odibo, 2005
Study design: A: Single group B: Unclear C: Single group D: Single group E: Single group F: Single group G: Single group H: Single group I: Single group J: Retrospective cohort K: Single group L: Single group M: retrospective cohort
Setting and Country:
Not reported
Source of funding and conflicts of interest: SR: No conflict of interest
Source of funding not reported for the individual studies.
|
Inclusion criteria SR:
Exclusion criteria SR: Not reported
128 studies were included in this systematic review and of these 128, XX studies could also be included in our literature summary.
Important patient characteristics:
N A: 125 B: 54 C: 47 D: 98 E: 193 F: 104 G: 509 H: 126 I: 164 J: 77 K: 210 L: 548 M: 183
GA at delivery (weeks or days) A: 39.7 (1.4) for abnormal ACM group, 39.6 (1.4) for normal ACM group B: 38.6 (1.2) for abnormal ACM group, 39.3 (0.9) in normal ACM group. C: 38.8 (1.4) in abnormal ACM group, 36.5 (1.1) in normal ACM group. D: 265 (9.5) E: 39.2 (1.1) F: 274 (8) G: 38.4 (2.3) H: 271 (9) in abnormal CPR group, 275 (10) in normal CPR group. I: at induction: 265.0 (11.6) days in abnormal CPR group, 268.9 (11.2) in normal CPR group J: ≥37 K: 38.6 (1.2) L: ≥32 M: 35.6 (3.6)
|
Index test, GA at index test and cut-off point(s):
A: MCA; NS; <p5 B: MCA; NS; NS C: MCA; >35 week; <p5 D: MCA; NS; <p5 E: MCA; 38.4 (1.0); <p5 F: CPR; NS; standard deviation score<0.5 G: CPR; >32 weeks; p10 H: CPR; NS; <1.08 I: CPR; NS; <p5 J: CPR; 36-40; <1.0 K: MCA and CPR; 38.3 (1.2); <p5 L: MCA and CPR; NS; CPR<1.08 and p5, MCA <p5 M: MCA and CPR; NS; CPR<1.08 and p5, NS for MCA
Al studies reported the pulsatility index
|
Clinical outcome
All studies: Not reported
2. Composite adverse perinatal outcome MCA: A: Not reported B: Not reported C: Not reported D: TP: 13, FP: 15, FN: 14, TN: 56 E: Not reported K: Not reported L: Not reported M: TP: 25, FP: 50, FN:45, TN: 63
CPR: F: TP: 18, FP: 30, FN: 8, TN: 48 G: TP: 75, FP: 125, FN: 59, TN: 250 H: Not reported I: TP: 51, FP: 38, FN: 26, TN: 49 J: not reported K: Not reported L: Not reported M: TP: 50, FP: 43, FN:20, TN: 70
3. Apgar score <7 at 5 minutes MCA: A: TP: 0, FP: 25, FN: 1, TN: 99 B: TP: 1, FP: 14, FN: 2, TN: 37 C: TP: 1, FP: 15, FN: 0, TN: 31 D: Not reported E: Not reported K: Not reported L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: TP: 0, FP: 27, FN: 3, TN: 96 I: Not reported J: not reported K: Not reported L: Not reported M: Not reported
4. Acidosis MCA: A: TP: 3, FP: 22, FN: 21, TN: 79 B: TP: 0, FP: 15, FN: 1, TN: 38 C: Not reported D: TP: 2, FP: 26, FN: 4, TN: 66 E: TP: 8, FP: 26, FN: 13, TN: 139 K: TP: 6, FP: 25, FN: 10, TN: 169 L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: TP: 0, FP: 19, FN: 2, TN: 69 I: TP: 10, FP: 79, FN: 5, TN: 70 J: not reported K: TP: 6, FP: 54, FN: 10, TN: 140 L: Not reported M: Not reported
5. Emergency delivery for fetal distress MCA: A: TP: 8, FP: 17, FN: 28, TN: 72 B: TP: 7, FP: 8, FN: 5, TN: 34 C: Not reported D: TP: 12, FP: 16, FN: 10, TN: 60 E: TP: 17, FP: 19, FN: 36, TN: 121 K: TP: 18, FP: 13, FN: 43, TN: 136 L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: Not reported I: TP: 28, FP: 61, FN: 12, TN: 63 J: not reported K: TP: 28, FP: 32, FN: 33, TN: 117 L: Not reported M: Not reported
6. NICU/NNU admission MCA: A: TP: 3, FP: 22, FN: 16, TN: 84 B: TP: 7, FP: 8, FN: 8, TN: 31 C: TP: 4, FP: 12, FN: 0, TN: 31 D: TP: 2, FP: 26, FN: 1, TN: 69 E: Not reported K: Not reported L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: TP: 2, FP: 25, FN: 9, TN: 90 I: TP: 33, FP: 56, FN: 16, TN: 59 J: TP: 15, FP: 14, FN: 7, TN: 41 K: not reported L: Not reported M: Not reported
For how many participants were no complete outcome data available? Not reported
Reasons for incomplete outcome data described? Not reported |
Endpoint of follow-up:
All studies: Not reported
|
Sensitivity (95%CI)/ Specificity (95%CI)
1. Perinatal death All studies: Not reported
2. Composite adverse perinatal outcome MCA: A: Not reported B: Not reported C: Not reported D: 0.48 (0.29-0.68)/0.79 (0.68-0.88) E: Not reported K: Not reported L: 0.13 (0.09-0.18)/0.97 (0.95-0.98) M: 0.36 (0.25-0.48)/0.56 (0.46-0.65)
CPR: F: 0.69 (0.48-0.86)/0.62 (0.50-0.72) G: 0.56 (0.47-0.65)/0.67 (0.62-0.71) H: Not reported I: 0.66 (0.55-0.77)/0.56 (0.45-0.67) J: not reported K: Not reported L: 0.08 (0.04-0.12)/0.98 (0.98-0.99) M: 0.71 (0.59-0.82)/0.62(0.52-0.71)
3. Apgar score <7 at 5 minutes MCA: A: NA/0.80 (0.72-0.87) B: 0.33 (0.01-0.91)/ 0.73 (0.58-0.84) C: 1.0 (0.03-1.0)/0.67 (0.52-0.80) D: Not reported E: Not reported K: Not reported L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: NA/0.78(0.70-0.85) I: Not reported J: not reported K: Not reported L: Not reported M: Not reported
4. Acidosis MCA: A: 0.13 (0.03-0.32)/0.78 (0.69-0.86) B: NA/0.72 (0.58-0.83) C: Not reported D: 0.33 (0.04-0.78/0.72 (0.61-0.81) E: 0.38 (0.18-0.62)/0.84 (0.78-0.89) K: 0.38 (0.15-0.65)/0.87 (0.82-0.91) L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: NA/0.78 (0.68-0.86) I: 0.67(0.38-0.88)/0.47 (0.39-0.55) J: not reported K: 0.38(0.15-0.65)/0.72(0.65-0.78) L: Not reported M: Not reported
5. Emergency delivery for fetal distress MCA: A: 0.22 (0.10-0.39)/0.81 (0.71-0.88) B: 0.58 (0.28-0.85)/0.81 (0.66-0.91) C: Not reported D: 0.55 (0.32-0.76)/0.79 (0.68-0.87) E: 0.32 (0.20-0.46)/0.86 (0.80-0.92) K: 0.30 (0.19-0.43)/0.91 (0.86-0.95) L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: Not reported I: 0.70 (0.53-0.83)/0.51 (0.42-0.60) J: not reported K: 0.46 (0.33-0.59)/0.79 (0.71-0.85) L: Not reported M: Not reported
6. NICU/NNU admission MCA: A: 0.16 (0.03-0.40)/0.79 (0.70-0.87) B: 0.47 (0.21-0.73)/0.79 (0.64-0.91) C: 1.00 (0.40-1.00)/0.72 (0.56-0.85) D: 0.67 (0.09-0.99)/0.73 (0.63-0.81) E: Not reported K: Not reported L: Not reported M: Not reported
CPR: F: Not reported G: Not reported H: 0.18 (0.02-0.52)/0.78 (0.70-0.85) I: 0.67 (0.52-0.80)/0.51(0.42-0.61) J: 0.68 (0.45-0.86)/0.75 (0.61-0.85) K: not reported L: Not reported M: Not reported
|
Study quality (ROB): QUADAS-2 Patient selection: High ROB: J, M Unclear ROB: B Low ROB: A, C, D, E, F, G, H, I, K, L
Index test: High ROB: G Unclear ROB: B, F, L Low ROB: A, C, D, E, H, I, J, K, M
Reference standard: High ROB: C, E, G, I, M Unclear ROB: B, F, J, L Low ROB: A, D, H, K
Flow and timing: High ROB: A, B, F, H, M Unclear ROB: C, J, L Low ROB: D, E, G, I, K
Applicability concerns: Patient selection Low ROB: A, B, C, D, E, F, G, H, I, J, K, L, M
Index test: High ROB: G Low ROB: A, B, C, D, E, F, H, I, J, K, L, M
Reference standard: Low ROB: A, B, C, D, E, F, G, H, I, J, K, L, M
Place of the index test in the clinical pathway: add-on
|
Table of quality assessment for systematic reviews of diagnostic studies
Based on AMSTAR checklist (Shea et al.; 2007, BMC Methodol 7: 10; doi:10.1186/1471-2288-7-10) and PRISMA checklist (Moher et al 2009, PLoS Med 6: e1000097; doi:10.1371/journal.pmed1000097)
Research question:
|
Study
First author, year |
Appropriate and clearly focused question?1
Yes/no/unclear |
Comprehensive and systematic literature search?2
Yes/no/unclear |
Description of included and excluded studies?3
Yes/no/unclear |
Description of relevant characteristics of included studies?4
Yes/no/unclear |
Assessment of scientific quality of included studies?5
Yes/no/unclear |
Enough similarities between studies to make combining them reasonable?6
Yes/no/unclear |
Potential risk of publication bias taken into account?7
Yes/no/unclear |
Potential conflicts of interest reported?8
Yes/no/unclear |
|
Schreurs, 2017 |
Yes |
Yes |
No, excluded studies are not referenced with reasons |
Yes |
Yes |
Yes, but not applicable in the subgroup of the studies included in this literature summary |
Unknown |
Unknown, only reported for the review itself. |
- Research question (PICO) and inclusion criteria should be appropriate (in relation to the research question to be answered in the clinical guideline) and predefined
- Search period and strategy should be described; at least Medline searched
- Potentially relevant studies that are excluded at final selection (after reading the full text) should be referenced with reasons
- Characteristics of individual studies relevant to the research question (PICO) should be reported
- Quality of individual studies should be assessed using a quality scoring tool or checklist (preferably QUADAS-2; COSMIN checklist for measuring instruments) and taken into account in the evidence synthesis
- Clinical and statistical heterogeneity should be assessed; clinical: enough similarities in patient characteristics, diagnostic tests (strategy) to allow pooling? For pooled data: at least 5 studies available for pooling; assessment of statistical heterogeneity and, more importantly (see Note), assessment of the reasons for heterogeneity (if present)? Note: sensitivity and specificity depend on the situation in which the test is being used and the thresholds that have been set, and sensitivity and specificity are correlated; therefore, the use of heterogeneity statistics (p-values; I2) is problematic, and rather than testing whether heterogeneity is present, heterogeneity should be assessed by eye-balling (degree of overlap of confidence intervals in Forest plot), and the reasons for heterogeneity should be examined.
- There is no clear evidence for publication bias in diagnostic studies, and an ongoing discussion on which statistical method should be used. Tests to identify publication bias are likely to give false-positive results, among available tests, Deeks’ test is most valid. Irrespective of the use of statistical methods, you may score “Yes” if the authors discuss the potential risk of publication bias.
- Sources of support (including commercial co-authorship) should be reported in both the systematic review and the included studies. Note: To get a “yes,” source of funding or support must be indicated for the systematic review AND for each of the included studies.
Verantwoording
Autorisatiedatum en geldigheid
Laatst beoordeeld : 01-09-2017
Laatst geautoriseerd : 01-09-2017
Geplande herbeoordeling : 01-01-2023
Uiterlijk 2022 bepaalt de Otterlo werkgroep of deze module nog actueel is. Zo nodig wordt een nieuwe werkgroep geïnstalleerd om de richtlijnmodule te herzien. De geldigheid van de module komt eerder te vervallen indien nieuwe ontwikkelingen aanleiding zijn een herzieningstraject te starten.
De NVOG is als houder van deze module de eerstverantwoordelijke voor de actualiteit van deze richtlijn. De andere aan deze richtlijnmodule deelnemende wetenschappelijk verenigingen of gebruikers van de richtlijnmodule delen de verantwoordelijkheid en informeren de eerstverantwoordelijke over relevante ontwikkelingen binnen hun vakgebied.
Samenstelling werkgroep
Deze module is ontwikkeld vanuit de Otterlo werkgroep:
- dr. C.B. Bax, gynaecoloog Amsterdam UMC
- dr. M.A. de Boer, gynaecoloog Amsterdam UMC
Begeleid door:
- dr. E.M.E. den Breejen, adviseur, Kennisinstituut van Medisch Specialisten
Belangenverklaringen
De KNMG-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, kennisvalorisatie) hebben gehad. 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 de NVOG.
Tabel belangenverklaringen
|
Werkgroeplid |
Functie |
Nevenfuncties |
Gemelde belangen |
Ondernomen actie |
|
Dr. C.J. Bax |
gynaecoloog |
Secretaris Otterlo werkgroep, lid werkgroep infectieziekten |
geen |
geen |
|
M.A. de Boer |
gynaecoloog |
Otterlo werkgroep |
geen |
geen |
Inbreng patiëntenperspectief
Met de Patiëntenfederatie Nederland heeft gedurende het ontwikkelproces contact plaatsgevonden over het patiëntenperspectief. De conceptrichtlijn is voor commentaar voorgelegd aan de Patiëntenfederatie Nederland.
Methode ontwikkeling
Evidence based
Zoekverantwoording
Zoekacties zijn opvraagbaar. Neem hiervoor contact op met de Richtlijnendatabase.
Bijlagen
- Toepassen
- Onderzoek
- Overige