Bij LRS dienen twee entiteiten te worden onderscheiden:

1. De syndroomdiagnose LRS, met andere woorden een set van tests (uit anamnese en lichamelijk onderzoek) die samen een zenuwwortelaandoening suggereren. Aangezien hiervoor een gouden standaard ontbreekt zijn de anamnese en het lichamelijk onderzoek gebaseerd op de consensus tussen experts. Deze is weergegeven in de definitie.
2. Het LRS door een discushernia: de meest voorkomende oorzaak van een LRS is een lumbosacrale discushernia. Het belang van het aantonen van een discushernia als oorzaak van het LRS is vooral het bewijs van het anatomisch pathologisch substraat, wanneer een operatieve ingreep wordt overwogen.

Klinische diagnose

Patiënten presenteren zich meestal niet met een volledig klinisch beeld van radiculaire pijn en uitval. In de kliniek wordt gebruikt gemaakt van de volgende indeling:

1. Radiculaire pijn: dit is lumbosacrale uitstralende pijn verlopend via een of meerdere dermatomen. Op dit moment is er geen consensus over de juiste dermatoomkaart (zie paragraaf resultaten). Dit kan ook sensitisatie met uitbreiding van pijn in meerdere dermatomen betreffen.
2. Radiculopathie: dit is een enkelvoudig klinisch teken: krachtsverlies, motore uitval, sensibiliteitsuitval of reflexuitval, of een combinatie van meerdere tekenen, passend bij de aangedane wortel.
3. Het wortelsyndroom: de combinatie van radiculaire pijn en radiculopathie.

Radiculaire pijn zonder uitval sluit de diagnose niet uit, maar de aanwezigheid van passende tekenen maakt de diagnose veel zekerder.

De klinische diagnose LRS wordt gesteld op basis van de anamnese en het lichamelijk onderzoek en is matig betrouwbaar voor de diagnose wortelcompressie.

Diagnostische tests richten zich op het voorspellen van de aanwezigheid van een discushernia en/of wortelcompressie op beeldvormend onderzoek

Differentiaal diagnostisch moet er gedacht worden aan gerefereerde pijn vanuit de rug- en heupstructuren en vasculaire claudicatio. Meer zeldzame oorzaken van wortelcompressie zijn onder andere een foraminale stenose, spondylolisthesis, wervelfractuur, wervelmetastase, epiduraal abces of hematoom. Ook een ontsteking van een zenuwwortel (radiculitis), door bijvoorbeeld Borrelia burgdorferi of Herpes zoster, kan tot een LRS leiden (Schaafstra, 2015). Bovenstaande lijst is niet uitputtend.

Belangrijke risicofactoren voor ernstige onderliggende aandoeningen zijn een maligniteit in de voorgeschiedenis, een recente ingreep aan de wervelkolom, bijkomende klachten (malaise, onverklaard gewichtsverlies, koorts), en een voorafgaande tekenbeet (erythema migrans, hersenzenuwuitval, artritis). De aanwezigheid van een enkel kenmerk hoeft niet direct op ernstige pathologie te wijzen; een combinatie van verschillende kenmerken, zeker bij een onverklaarbaar langdurig of progressief beloop, vergroot de waarschijnlijkheid dat de pijnklachten door een andere aandoening dan een discushernia worden veroorzaakt.

Beschrijving studies

In de literatuur is de referentie “discushernia met wortelcompressie” zelden gebruikt, er is daarom breder gekeken naar lage rugpijn, sciatica, discushernia, lumbale/lumbosacrale stenose, radiculopathie en zenuwwortelcompressie. Er is voor beantwoording van de uitgangsvraag gebruik gemaakt van zowel systematische reviews als observationeel onderzoek.

Petersen (2017) heeft op basis van 21 systematische reviews diagnostische regels opgesteld voor lage rugpijn.

Van der Windt (2010) maakte een zeer uitgebreid overzicht van de diagnostische waarde van lichamelijk onderzoek bij LRS in een Cochrane Diagnostic Test Accuracy Review.

Tawa (2017) beschreef op basis van 12 diagnostische studies de diagnostische waarde van sensorische onderzoeken, motorische onderzoeken, reflextesten en neuro-dynamische testen voor het vaststellen van lumbosacrale radiculopathie.

Vroomen (1999) beschreef in een systematische review de diagnostische waarde van geschiedenis en lichamelijk onderzoek bij vermoeden op sciatica door discushernia in 37 studies.

Deville (2000) analyseerde de diagnostische waarde van de Lasègue test voor vaststelling van discushernia op basis van 17 studies.

Scaia (2012) analyseerde uit 7 studies de waarde van de straight leg raise test (SLR) voor discushernia, lumbale radiculopathie en/of sciatica.

Rubinstein (2008) beschreef in een systematische review diagnostiek van zowel nek- als lage rugpijn.

In de review van Hooten (2015) werd diagnose en behandeling van lage rugpijn voor de eerstelijnszorg beschreven.

Tarulli (2007) beschreef in een narratieve review de diverse aspecten van epidemiologie, klinische presentatie en (differentiaal)diagnose van LRS.

Deyo (2016) beschreef in een narrative review klinische aspecten van diagnose en behandeling van discushernia behandeld.

Majlesi (2008) bestudeerde in een prospectieve case-controlstudie met 75 discushernia-patiënten de SLR en slump test.

Verwoerd (2016) voerde een posthoc analyse van een eerdere cross-sectionele studie uit waarin een groep van 395 patiënten was beschreven met de waarde van pijnverergering bij hoesten, niezen en drukverhogende momenten bij zenuwwortelcompressie.

Hancock (2011) onderzocht in een cross-sectionele studie bij 283 patiënten met sciatica uit een eerdere RCT de diagnostische waarde van lichamelijk onderzoek voor het bepalen van het niveau van een discushernia.

Genevay (2017) stelde op basis van een groep van 209 patiënten criteria op voor geschiedenis en lichamelijk onderzoek bij de bepaling van zenuwwortelcompressie, de “Radicular pain caused by disc herniation” (RAPIDH) criteria.

Visser (2013) onderzocht criteria om pijnklachten veroorzaakt door het SI-gewricht te onderscheiden van radiculopathie in een observationele studie bij 186 patiënten.

Suri (2010) onderzocht in een cross-sectionele studie bij 154 patiënten het effect van blindering voor MRI resultaten op resultaten van het lichamelijk onderzoek. Twee studies evalueerden vragenlijsten voor de diagnose van rugklachten.

Konno (2007) ontwikkelde en valideerde bij 250 patiënten een vragenlijst om de diagnose van lumbale spinale stenose te stellen/ondersteunen.

Aizawa (2016) nam bij 342 patiënten een vragenlijst af voor de diagnose van lumbale spinale stenose en lumbale discushernia.

Resultaten

Het onderzoek naar de diagnostische karakteristieken van symptomen en verschijnselen bij het LRS is bemoeilijkt door het ontbreken van een “gouden” referentiestandaard. Het uitvoeren van de (invasieve) referentietests bij controlegroepen ontbreekt veelal, waardoor selectiebias bestaat en de testkarakteristieken worden beïnvloed.

Anamnese

Konno (2007) ontwikkelde en valideerde bij 250 patiënten een vragenlijst om in het geval van lumbale spinale stenose onderscheid te maken tussen het radiculaire type stenose en het cauda equina type stenose. Op basis van tien vragen konden de aandoeningen worden onderscheiden met een AUC van 0,78, een sensitiviteit van 0,84 en een specificiteit van 0,78. Verder ontwikkelde Aizawa (2016) een vragenlijst om lumbale spinale stenose te onderscheiden van lumbale discushernia met 15 vragen. Voor lumbale stenose waren de sensitiviteit en specificiteit respectievelijk 0,93 en 0,85, voor discushernia 0,91 en 0,85, gevalideerd bij 342 patiënten.

Ten aanzien van de gele vlaggen (yellow flags - psychosociale factoren) kan gebruik worden gemaakt van de informatie van de huisarts en een korte gestandaardiseerde vragenlijst (bijvoorbeeld de HADS score: hospital anxiety an depression score). De patient kan deze voorafgaande aan het poli bezoek opgestuurd krijgen en deze thuis invullen.

Ten aanzien van de blauwe vlaggen (blue flags - werk) wordt aangeraden te vragen naar de beperkingen die worden ervaren bij het werk. Op dit punt is het noodzakelijk te vragen naar de cognities over rugpijn en werken. Er wordt aanbevolen om uitleg te geven over werk en pijn conform het advies van de bedrijfs- en verzekeringsartsen (NVAB, 2020): een actieve benadering vermindert het beste de pijn en beperkingen en men hoeft niet volledig pijnvrij te zijn om te blijven werken of het werk te hervatten. Aan het werk blijven is een goede interventie om van de klachten te herstellen.

Lichamelijk onderzoek

In de studies is lichamelijke onderzoek soms in categorieën en soms op individueel niveau beschreven. Tawa (2017) beschreef de diagnostische waarde van sensorische onderzoeken, motorische onderzoeken, reflextesten en neuro-dynamische testen voor het vaststellen van lumbosacrale radiculopathie. Onder sensorisch onderzoek vielen bepaling van paresthesie, vermindering of uitval van de sensibiliteit, motorisch onderzoek bepaalde parese, de geteste reflexen waren van de patella- en de achillespees, en onder neuro-dynamisch onderzoek vielen de SLR en slump test. De review beschreef sensitiviteit, specificiteit en positieve en negatieve likelihood ratios. De data van deze review zijn weergegeven in tabel 1, gecombineerd met de data uit de Cochrane review van Van der Windt (2010), waarin vormen van lichamelijk onderzoek (of een combinatie van meerdere) vergeleken werden met MRI/CT of chirurgische bevindingen in cohort- en case-controlstudies. Hierin werden geen likelihood ratios beschreven. Gepoolde waarden konden niet worden berekend door enerzijds een grote statistische heterogeniteit en anderzijds de verschillende manieren waarop de data gepresenteerd waren. Daarnaast bestond er veel variatie in de uitvoering van de SLR, die in de literatuur bovendien door elkaar is gebruikt met Lasègue test en Lasègue’s sign. Vergelijking van de indextesten met beeldvormende technieken en chirurgie als referentie zijn uitgesplitst, omdat door verificatiebias in chirurgische populaties de diagnostische waarden doorgaans overschat worden (Van der Windt, 2010). Het is belangrijk om op te merken dat in Nederland soms een definitie gehanteerd wordt waarbij een blokkade bij het heffen van het been dient op te treden om van een positieve Lasègue te spreken. Te verwachten valt dat door deze aangescherpte definitie de specificiteit toeneemt ten koste van de sensitiviteit. De waarde van deze variant is echter niet goed onderzocht.

Vergelijkbare waarden werden gevonden in een oudere systematische review van Vroomen (1999), die de diagnostische waarde evalueerde specifiek voor discushernia. Hier werd een vergelijkbare gepoolde sensitiviteit van 0,91 beschreven (95% betrouwbaarheidsinterval (BI) van 0,78 tot 0,97) en een specificiteit van 0,32 (95% BI van 0,17 tot 0,52) voor de SLR vergeleken met chirurgische bevindingen. Deville (2000) rapporteerde op basis van 15 studies een diagnostische odds ratio van 3,97 (95% BI 3,22 tot 4,90) van de SLR voor een discushernia. De systematische review van Scaia (2012) waarschuwde op basis van variabele sensitiviteit en specificiteit in 7 studies dat een positieve SLR alleen zinvol is als diagnostisch instrument in de context van andere bevindingen. In de narratieve review van Deyo (2016) werd geconcludeerd dat in het geval van een lumbale discushernia de SLR positief was wanneer het been 30 tot 70 graden werd geheven. Een positieve ipsilaterale SLR was sensitief maar niet specifiek. Een positieve gekruiste SLR daarentegen was specifiek maar niet sensitief voor een lumbale discushernia. Wanneer de gekruiste SLR werd vergeleken met imaging of chirurgische bevindingen, werd in 5 studies een sensitiviteit gevonden van 0,23 tot 0,43 bij een specificiteit van 0,83 tot 1,00 (Van der Windt, 2010). In een niet-chirurgische populatie met discushernia vond Vroomen (1999) voor de gekruiste SLR een gepoolde sensitiviteit van 0,32 (95% BI 0,16 tot 0,54) en een specificiteit van 0,98 (95% BI 0,94 tot 0,99). Walter (2000) vond vergelijkbare waarden in 8 studies, een sensitiviteit van 0,29 en een specificiteit van 0,88, en berekende een diagnostische odds ratio voor de gekruiste SLR van 4,39 (95% BI 0,71 tot 25,9). De slump test, die kan worden beschouwd als een SLR in zittende positie, werd in een prospectieve case-controlstudie onderzocht bij 75 patiënten met verdenking op discushernia (Majlesi, 2008). Vergeleken met MRI had de slump test met 0,84 (95% BI 0,74 tot 0,90) een hogere sensitiviteit dan de SLR (0,52 met 95% BI van 0,42 en 0,58); en een ietwat lagere specificiteit (slump 0,83 met 95% BI van 0,73 tot 0,90, SLR 0,89 met 95% BI van 0,79 tot 0,95). Er werd ook naar de diagnostische waarde van de slump test gekeken in subgroepen. Bij een discushernia op L5-S1 waren sensitiviteit (0,90) en specificiteit (0,91) hoger, op het niveau van een L4-L5 lager (sensitiviteit 0,78, specificiteit 0,88). Bij patiënten met zenuwwortelcompressie was de sensitiviteit 0,84 met een specificiteit van 0,90 (Majlesi, 2008).

Tabel 1 Diagnostische waarden van lichamelijk onderzoek voor LRS

Bij gebruik van slechts één test hadden scoliose, parese, spieratrofie, verlaagde reflexen, en sensibele uitval een beperkte diagnostische waarde volgens Van der Windt (2010). Ook Vroomen (1999) vond sensibele uitval en verminderde reflexen specifiek noch sensitief. De review van Rubinstein (2008) daarentegen beschreef afnames in spierkracht en sensibiliteit als goed correlerend, veranderingen in reflexen enigszins correlerend en onderzoek van de onderrug nauwelijks correlerend met lumbale radiculopathie. Forward flexion test, hyper-extension test, en slump test hadden een betere diagnostische waarde, maar werden in maximaal drie studies beschreven met een beperkt aantal patiënten (Van der Windt, 2010). Parese was niet specifiek of sensitief in een chirurgische populatie, maar wanneer aanwezig nam de kans op zenuwwortelbetrokkenheid met 90% toe (Vroomen, 1999). Het combineren van onderdelen van lichamelijk onderzoek verhoogde de specificiteit (Van der Windt, 2010). Hierop aansluitend raadde Peterson (2017), die op basis van 21 systematische reviews diagnostische regels heeft opgesteld, aan om de SLR uit te voeren in combinatie met de Hancock rule, bestaande uit ten minste drie positieve uitslagen bij vier onderdelen van het lichamelijk onderzoek (dermatomale pijnlocatie corresponderend met een zenuwwortel, corresponderende sensibele uitval, verlaagde reflex en parese). Aanvullend werd de gekruiste SLR aangeraden, op basis van positieve likelihood ratios in het merendeel van de studies (Peterson, 2017). Pijnklachten veroorzaakt door het SI-gewricht kunnen aangezien worden voor radiculopathie. Spierzwakte, corkscrew phenomenon (kurketrekker fenomeen: niet vloeiend overeind komen na lumbale anteflexie), vinger-vloerafstand > 25 cm, lumbale scoliose, positieve Bragard of Kemp score en positieve SLR test zijn een indicatie voor betrokkenheid van de zenuwwortel, maar aanvullende MRI is nodig om de diagnose te bevestigen (Visser, 2013). Overigens bleek uit de studie van Suri (2010) dat kennis van de MRI-uitslag door de arts de interpretatie van sensorische tests mogelijk kan beïnvloeden.

Verschillende studies hebben de diagnostische waarde bepaald van lichamelijk onderzoek bij het bepalen van het niveau van een discushernia. Verlaagde reflexen hadden een sensitiviteit van 0,82 voor een discushernia van L1-L2, L2-L3, L3-L4. Voor de kniepeesreflex was deze sensitiviteit 0,40. De SLR test was positief in 38% en de omgekeerde SLR in 9% van de hoge discushernia’s. Typische L5 en S1 pijnverdeling hebben een hoge specificiteit van respectievelijk 0,90 voor L4-L5 en 0,88 voor L5-S1 discushernia. Een afgenomen achillespeesreflex was 1,5 tot 2,6 maal zo waarschijnlijk bij een L5-S1 als bij een L4-L5 hernia. Parese van de extensor hallucis longus kwam voor bij 69% van de discushernia’s op L4-L5 niveau (Vroomen, 1999). In de cross-sectionele studie van Hancock (2011) bij 283 patiënten met sciatica (uit een eerdere RCT) werd geconcludeerd dat bij lichamelijk onderzoek een enkele test niet voldoende diagnostische nauwkeurigheid bood (area under the curve (AUC) < 0,75) om de locatie van discushernia in de lagere lumbale wervels te bepalen. Dermatomale locatie van pijn was de meest informatieve test, maar een combinatie van (motorische, sensorische en reflex-) testen verbeterde de nauwkeurigheid.

Combinaties van anamnese en lichamelijk onderzoek

Multivariate modellen zijn gebruikt om te bepalen welke combinaties van diagnostische tests de beste voorspellende waarde hebben voor aanwezigheid van lumbale discushernia (Van der Windt, 2010). Een studie vond de sterkste associatie met zenuwwortelcompressie op MRI wanneer leeftijd, klachtenduur tussen 15 en 30 dagen, paroxysmale pijn, meer pijn in been dan rug, dermatomale verdeling van pijn, verergering van pijn bij hoesten/niezen/drukverhogende momenten, vinger-vloerafstand en parese werden gecombineerd. De maximale diagnostische waarde van het model was bij een voorspelde probabiliteit van 62,5%, met een sensitiviteit van 0,72 en een specificiteit van 0,80. Een ander model combineerde de volgende factoren: hoog opleidingsniveau, afwezigheid van comorbiditeit, geen eerdere chirurgie, ernstige pijn, beperkte range of motion, positieve gekruiste SLR en dislocated dura or root on myelography. Hierbij werd alleen de verklaarde variantie van 0,495 gerapporteerd. Bij beide modellen werd geen indicatie gegeven van het aantal positieve tests nodig om patiënten te identificeren met een grote kans op radiculopathie door lumbale discushernia (Van der Windt, 2010). Genevay (2017) ontwikkelde de “Radicular pain caused by disc herniation” (RAPIDH) criteria. Uit een door experts opgestelde lijst van 74 potentiële voorspellende factoren werden de items geselecteerd die het best radiculaire pijn veroorzaakt door discushernia konden identificeren, in een cohort van 209 patiënten met discushernia, neurogene claudicatie of aspecifieke lage rugklachten (laatste twee als controlegroep; duur van de klachten werd niet vermeld). Met de vijf criteria monoradiculaire beenpijnverdeling, een positieve SLR bij minder dan 60˚ (of femorale stretch test), afname in unilaterale enkelreflex, unilaterale spierzwakte en door de patiënt gerapporteerde unilaterale beenpijn werd een sensitiviteit gehaald van 0,71, een specificiteit van 0,90 en een AUC van 0,91 (Genevay, 2017).

Bewijskracht van de literatuur

Gezien de aard van de vraag is er geen GRADE-beoordeling toegepast op de literatuur. De meeste studies die gebruikt konden worden voor de analyse waren cross-sectionele studies en ook de meeste systematische reviews waren (grotendeels) gebaseerd op observationele studies. Ook in de Cochrane review van Van der Windt (2010) werd al vastgesteld dat er zowel in de uitvoering en interpretatie van de diagnostische tests als in de methodologische uitvoering van de studies te veel variatie voorkwam om resultaten te kunnen poolen.

Om de uitgangsvraag te kunnen beantwoorden is er een systematische literatuuranalyse verricht naar de volgende zoekvraag:

Wat is de waarde van de gegevens uit de anamnese en het lichamelijk onderzoek bij het vaststellen van wortelcompressie?

PICO

P: patiënten met (lage rugpijn en) uitstraling naar 1 of beide benen ten gevolge van een HNP of van een (lumbosacrale/lumbale) stenose;

I: Gegevens uit anamnese, lichamelijk onderzoek;

C: MRI of Operatie;

O: Bewezen wortelcompressie.

Relevante uitkomstmaten

De werkgroep achtte bewezen dat wortelcompressie een voor de besluitvorming cruciale uitkomstmaat is; andere uitkomstmaten werden niet gedefinieerd. De werkgroep definieerde niet a priori de genoemde uitkomstmaten, maar hanteerde de in de studies gebruikte definities.

Zoeken en selecteren (Methode)

In de databases Medline (via OVID) & Embase (via Embase.com) is op 12 april 2019 met relevante zoektermen gezocht naar studies die de anamnese en het lichamelijk onderzoek beschreven bij patiënten met patiënten met (lage rugpijn en) uitstraling naar 1 of beide benen. De zoekverantwoording is weergegeven onder het tabblad Verantwoording. De literatuurzoekactie leverde 455 treffers op. Studies werden geselecteerd op grond van de volgende selectiecriteria:

• gepubliceerd tussen 1999 en april 2019;
• systematische reviews of RCT’s;
• volwassen patiënten met acute of subacute LRS.

Op basis van titel en abstract werden in eerste instantie 32 studies voorgeselecteerd. Na raadpleging van de volledige tekst, werden vervolgens 14 studies geëxcludeerd (zie exclusietabel onder het tabblad Verantwoording), en 18 studies definitief geselecteerd.

Resultaten

Negentien artikelen zijn opgenomen in de literatuuranalyse. Door de exploratieve aard van de uitgangsvraag en de bestudeerde artikelen zijn er geen evidencetabel en risk-of-bias tabel gemaakt. Waar mogelijk is informatie samengevat in tabellen in de tekst.