Epidurale steroïdinjecties bij LRS

Beoordeeld: 21-09-2020

Uitgangsvraag

Wat is de effectiviteit van epidurale steroïdinjecties bij LRS?

Aanbeveling

Overweeg een fluoroscopisch gecontroleerde injectie met glucocorticoïden bij patiënten met een acuut lumbosacraal radiculair syndroom en ernstige pijnklachten ondanks adequate pijnmedicatie.

Overwegingen

De onderstaande overwegingen en aanbevelingen gelden voor het overgrote deel van de populatie waarop de uitgangsvraag betrekking heeft.

Voor- en nadelen van de interventie en de kwaliteit van het bewijs

In de klinische praktijk worden ESI veelvuldig toegepast. Hoeveel precies is onbekend. De indruk bestaat bij vele patiënten en zorgverleners dat ESI een positieve bijdrage kunnen leveren bij patiënten met ernstige pijnklachten bij een acuut LRS. Door adequate pijnstilling in de acute fase hoopt men zo de patiënt conservatief te kunnen blijven behandelen en operatieve interventies zoveel mogelijk te vermijden. Immers, het spontane beloop is gunstig bij een LRS.

Uit literatuurstudie lijkt er sprake van slechts een (klein) positief effect van epidurale injecties op pijn bij lage rughernia ten opzicht van placebo bij kans op pijn na 1 maand (uitkomstmaat 1.2), en pijn na 3 maanden (uitkomstmaat 1.4) en de pijnintensiteit na 6 maanden (uitkomstmaat 1.6). Enkele andere uitkomstmaten tonen wel een statistisch significant verschil in het voordeel van ESI die niet de grens van klinische relevantie halen, dit geldt voor pijnreductie na 1 maand (uitkomstmaat 1.1) en pijnintensiteit na 3 maanden (uitkomstmaat 1.5). Bij deze uitkomstmaten moet worden opgemerkt dat de kwaliteit van het bewijs laag is.

De lage kwaliteit van bewijs heeft te maken met: 1) dat de meeste studies patiënten includeren met subacute (> 6 weken) en chronische (> 3 maanden) klachten terwijl het radiculair syndroom vooral een acute presentatie is (selectie bias); 2) er vergeleken wordt met placebo injecties in plaats van met usual care; 3) er doorgaans methodologisch in feite een onjuist placebo wordt gebruikt (lokaal anestheticum).

Toekomstige onderzoeken zouden zich vooral moeten richten op acute patiënten en een vergelijking maken met usual care. Oftewel: de vraag is of een tweedelijns behandeling in de vorm van een epidurale injectie met steroïden in het ziekenhuis effectiever is dan eerstelijnsbehandeling in de vorm van pijnmedicatie en fysiotherapie (usual care).

De kennislacune betreft de acute fase. Er zijn weinig onderzoeken die deze onderzocht hebben, terwijl het acuut radiculair syndroom normaliter een kort beloop heeft: de meeste patiënten (70 %) herstellen binnen 3 maanden (Hofstee, 2002).

Op basis van de onderzoeken moet worden geconcludeerd dat de bewijskracht van het effect van epidurale injecties met steroïden bij het lumbaal radiculair syndroom gering is, en het effect beperkt lijkt. De vraag is wel of de meest relevante subgroep in deze richtlijn namelijk patiënten met een acuut LRS (< 6 tot 12 weken) wel voldoende onderzocht is. Hier ligt een hiaat.

De meest voorkomende complicaties zijn duraperforaties (in 2-5% van de injecties) met als gevolg hoofdpijn (Benoist, 2012). Al dan niet tijdelijke toename van rug- en beenpijn en tijdelijke zenuwworteluitval, die zich kan manifesteren als spierzwakte of gevoelsverlies. Andere directe complicaties, zoals bloeding, infectie en vasculair myelumletsel, zijn incidenteel beschreven als casuïstiek en bij injecties die boven conus-niveau gegeven zijn (L2). Hyperaldosteronisme, hyperglykemieën, gewichtstoename en vochtretentie zijn indirecte complicaties die te wijten zijn aan het gebruik van glucocorticoïden. Deze zijn slechts incidenteel beschreven.

Een retrospectieve studie (Botwin, 2000) bij > 200 patiënten kwamen de volgende bijwerkingen het meest voor kortdurende hoofdpijn (3,1%), toename van rugpijn (2,4%), toename van beenpijn (0,6%).

Waarden en voorkeuren van patiënten (en eventueel hun verzorgers)

Het doel van de patiënt is om snel pijn verlichting te krijgen en beter te functioneren. De belastbaarheid van de procedure is gering (bezoek aan de dagbehandeling voor een procedure onder doorlichting).

Kosten (middelenbeslag)

De kosten zijn relatief laag (geschat op € 120,-) en de interventie kan in dagbehandeling plaatsvinden.

Aanvaardbaarheid voor de overige relevante stakeholders

Het voornaamste bezwaar de interventie aan te bevelen is het weinig overtuigende wetenschappelijke bewijs. Een juridisch bezwaar is dat epidurale steroïden off-label worden voorgeschreven. Gezien het geringe complicatierisico zou dit niet zwaarwegend moeten zijn.

Haalbaarheid en implementatie

De meeste Nederlandse ziekenhuizen beschikken over een pijnpoli waar ESI laagdrempelig kan worden uitgevoerd. Verwijzing geschiedt doorgaans door de neuroloog die de patiënt met lumbosacraal radiculair syndroom op zijn spreekuur ziet op verzoek van de huisarts. Andere verwijsroutes, bijvoorbeeld rechtstreeks via de huisarts of via orthopedisch chirurg of neurochirurg zijn minder gebruikelijk.

Het is niet duidelijk welke patiënten de neuroloog doorstuurt (duur, ernst klachten, wel/geen beeldvorming). Hier is sprake van praktijkvariatie. Anesthesiologen zullen doorgaans kiezen voor een transforaminale benadering die als superieur ten opzichte van de interlaminaire techniek beschouwd wordt (Schaufele, 2006), ofschoon meer recente studies equivalentie laat zien (Rados, 2011; Gharibo, 2011). Er is veel variatie wat betreft de ingespoten vloeistof, die bestaat uit een mix van lokale anesthetica (bijvoorbeeld procaine of levobupivacaine) en glucocorticosteroïden (methylprednisolon, triamcinolon). Ook hier is sprake van praktijkvariatie.

Rationale/ balans tussen de argumenten voor en tegen de interventie

Voordelen van de interventie zijn dat er mogelijk een beperkt gunstig effect op pijn en functioneren is in de acute fase. De kans op bijwerkingen en complicaties is al met al gering. Er lijkt een discrepantie tussen waargenomen effect in de praktijk en de conclusies uit de (laag kwalitatieve) beschikbare evidence.

Indien adequate pijnmedicatie of andere conservatieve vormen van pijnvermindering tekortschieten voor de patiënt en dat de patiënt (door de pijn) ook niet kunnen bewegen, dan kan worden overwogen te informeren over de mogelijkheden voor ESI. Hierbij dienen de (mogelijk beperkte) voordelen en de mogelijke nadelen dan wel bijwerkingen te worden besproken en dient het besluit om hiervoor al dan niet te verwijzen in samenspraak tussen arts en patiënt te worden genomen.

Onderbouwing

Achtergrond

Het natuurlijke beloop van een lumbosacraal radiculair syndroom (LRS) op basis van een HNP is gunstig; bij het 70% van alle patiënten is de uitstralende pijn binnen 3 maanden verdwenen (Koes, 2007; Vroomen, 2000). Het heeft dan ook de voorkeur deze patiënten te behandelen met conservatieve maatregelen en een operatie pas te overwegen wanneer de klachten 3 maanden of langer aanwezig zijn.

Als onderdeel van een niet-operatief traject kan men behalve bewegingsadviezen, oefentherapie en pijnmedicatie ook epidurale steroïden injecties (ESI) geven. Dit gebeurt in de regel door een anesthesioloog/pijnspecialist onder fluoroscopische controle, wat inhoudt dat contrastvloeistof wordt ingespoten onder continue röntgendoorlichting voor een juiste plaatsbepaling. In de CBO-Richtlijn ‘Lumbosacraal radiculair syndroom’ uit 2008 wordt geconcludeerd dat epidurale glucocorticoïdinjecties kunnen worden overwogen als andere vormen van pijnstilling tekortschieten. Transforaminale toediening verdient dan de voorkeur (Van Zundert, 2010).

Hoewel bijwerkingen doorgaans mild zijn, zijn de bijwerkingen niet zeldzaam. Pijn bij inspuiten en na de behandeling en systemische bijwerkingen van de steroïden (flushes, hartkloppingen) komen regelmatig voor. Ernstige complicaties van ESI zijn uiterst zeldzaam en treden enkel op bij injecties boven conus (L2) niveau (Benzon, 2015). Verder is in de praktijk niet altijd duidelijk wat met ‘tekortschieten van pijnstilling’ wordt bedoeld en wanneer het verstandig is over te gaan tot een injectie. De meeste klinieken in Nederland beschikken over een eigen pijnpoli waar vaak laagdrempelig injecties gegeven kunnen worden, mogelijk zonder dat pijnmedicatie voldoende geprobeerd is. Het percentage patiënten met een lumbosacraal radiculair syndroom dat geïnjecteerd wordt, is niet bekend. Bovenstaande vraagt om een nadere beschouwing van de rol van transforaminale epidurale injecties met glucocorticoïden bij patiënten met het lumbosacraal radiculair syndroom.

Conclusies

1. Uitkomstmaat Pijn (cruciaal)

1.1 pijnreductie na 1 maand

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie lijkt pijn na 1 maand enigszins te verminderen ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Lee, 2018; Manchikanti, 2016)

1.2 relatief risico op pijn na 1 maand

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie lijkt het relatieve risico op pijn na 1 maand te verminderen ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Lee, 2018)

1.3 pijnreductie na 3 maanden

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie lijkt pijn na 3 maanden niet te verminderen ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Lee, 2018)

1.4 relatief risico op pijn na 3 maanden

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie lijkt het relatieve risico op pijn na 3 maanden enigszins te verminderen ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Lee, 2018)

1.5 Intensiteit van beenpijn na 3 maanden

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie zou beenpijn na 3 maanden enigszins kunnen verminderen ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Pinto, 2012)

1.6 intensiteit van pijn na 6 maanden

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie lijkt de pijnintensiteit na 6 maanden te verminderen ten opzichte van usual care.

Bronnen: (Lewis, 2011)

2. Uitkomstmaat Functioneren (cruciaal)

2.1 & 2.2 functionele score na 1 en 3 maanden

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie lijkt functionele score na 1 en 3 maanden niet te verminderen ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Lee, 2018; Manchikanti, 2016)

2.3 Fysieke beperking op korte termijn

Redelijk GRADE

Epidurale steroïden-injectie vermindert fysieke beperking op korte termijn waarschijnlijk niet ten opzichte van placebo.

Bronnen: (Pinto, 2012; Bhatia, 2016)

3. Uitkomstmaat Adverse effects (belangrijk)

Laag

GRADE

Epidurale steroïden-injectie zou de kans op adverse effects enigszins kunnen doen toenemen. Ten opzichte van usual care is dit verschil klinisch relevant, ten opzichte van placebo-injectie niet.

Bronnen: (Lewis, 2012)

4. Uitkomstmaat werkhervatting (belangrijk)

GRADE

Er zijn geen studies gevonden die deze uitkomstmaat beschreven

Samenvatting literatuur

Beschrijving studies

De systematische review van Lee (2018) vergelijkt in een groot aantal studies (Carette, 1977; Cohen, 2012; Ghai, 2015; Ghahreman, 201; Iverson, 2011; Manchikanti, 2011; Manchikanti,2013; Manchikanti, 2014; Nandi, 2017; Ng, 2005; Sayegh, 2009; Tafazal, 2009; Valat, 2003) pijnvermindering, relatief risico op pijn en functionele score tussen epidurale steroïd-injecties en placebo injectie op diverse meetmomenten. Aanvullend op deze review zijn in Manchikanti (2016) vier extra studies met pijn na 1 maand en functionele score na 3 maanden gevonden (Arden, 2005; Cohen, 2015; Fukusaki, 1998; Karppinen, 2001). De studies in de SR van Pinto (2012) vergelijken beenpijn en disability na epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo injectie, en onderscheiden daarbij caudale, interlaminaire en transforaminale toediening (Bush, 1991; Manchikanti, 2011; Klenerman, 1984; Helliwell, 1985; Carette, 1997; Valat, 2003; Arden, 2005; Manchikanti, 2010; Karppinen, 2001; Ng, 2005; Tafazal, 2009; Ghahreman, 2010; Cohen, 2012; Iverson, 2011). Lewis (2011) vergelijkt epidurale corticosteroïde-injecties met usual care en beschrijft daarbij de uitkomstmaten pijnintensiteit en adverse effects (Buchner, 2000; Laiq, 2009; Dincer, 2007; Murata, 2009; Pirbudak, 2003; Blonna, 2004; Bush, 1991; Carette, 1997; Dilke, 1973; Karppinen, 2001; Klenerman, 1984; Price, 2005; Ridley, 1988; Valat, 2003; Bronfort, 2000; Bronfort, 2004; Veihelman, 2006). Bhatia (2016) beschrijft “perceived disability” en “analgesic efficacy” 3 maanden na epidurale steroïd- versus placebo-injecties (Karppinen, 2001; Manchikanti, 2014; Ng, 2015; Tafazal, 2009). De SR van Liu (2016) beschrijft verschillen in pijn en functionaliteit tussen caudale en transforaminale injecties (Ackerman, 2007; Ploumis, 2014; Manchikanti, 2015). Studies uit verschillende reviews zijn zoveel mogelijk samengevoegd en enkele studies zijn verwijderd wanneer de waarden niet overeenkwamen met de gedefinieerde PICO, met name vanwege een overschrijding van de duur van de symptomen (> 6 maanden). Enkele studies komen in meerdere reviews terug omdat verschillende uitkomstmaten beschreven zijn in de SR’s.

Resultaten

1. Uitkomstmaat Pijn (cruciaal)

De uitkomstmaat pijn is goed beschreven in de literatuur. Het samenvoegen van data wordt echter bemoeilijkt door de verschillende manieren waarop pijn wordt uitgedrukt, bijvoorbeeld als absolute score versus verschil met baseline, algemene pijn versus pijn in het been, als gemiddeld verschil versus relatieve risico op pijn. Daarnaast zijn verschillende meetmomenten gehanteerd in de diverse studies. Waar mogelijk is de locatie van de pijn gespecificeerd. Door de werkgroepleden is aangegeven dat 6 weken en 3 maanden de meest relevante meetmomenten zijn voor klinische besluitvorming, dus zijn deze (of vergelijkbare) tijdspunten in detail uitgewerkt. Waar mogelijk is onderscheid gemaakt tussen caudale, interlaminaire en transforaminale injecties.

1.1 Uitkomstmaat pijnreductie na 1 maand

Figuur 1 geeft de verbetering in pijnscores 1 maand na behandeling weer, waarbij een hogere waarde staat voor een grotere verbetering ten opzichte van de baseline waarde. Een maand na behandeling was dit verschil in numerical rating scale (NRS, van 0 tot 10) of visual analog scale (VAS, 0 tot 100, getransformeerd naar NRS-schaal) groter in de steroïde-groep dan in de placebogroep, met een gemiddeld verschil van 0,94 (95% BI 0,14 tot 1,73). Dit is niet klinisch relevant, aangezien op een schaal van 0 tot 10 een verschil van 1,1 (10%) doorgaans beschouwd wordt als een klinisch relevant verschil (bijvoorbeeld in reumatoïde artritis).

Caudale injectie (1,78; 95% BI 1,24 tot 2,35) leek een sterker positief effect te hebben dan interlaminaire (0,76; 95% BI 0,02 tot 1,49) en transforaminale (0,11; 95% BI -0,07 tot 0,29) toediening, maar gezien het beperkte aantal waarnemingen (twee studies per toediening met 69-122 patiënten per conditie) dient dit verschil niet te worden overschat. In een directe vergelijking van caudale en transforaminale toediening vond de SR van Liu (2016), ook in een beperkt aantal studies, geen consistente verschillen in pijn; van de twee studies die pijn na 3 maanden beschreven, was de ene in het voordeel van caudale en de andere in het voordeel van transforaminale toediening, waarbij het gepoolde verschil niet significant verschillend was (zie evidencetabel).

Figuur 1 Pijnreductie (getransformeerde VAS of NRS) na 1 maand bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect: df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘pijnreductie na 1 maand’ is met twee niveaus verlaagd gezien het geringe aantal patiënten en voor het overschrijden van de grenzen voor klinische relevantie (-2, imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

1.2 Uitkomstmaat relatief risico op pijn na 1 maand

Wanneer pijn na 1 maand wordt uitgedrukt als relatief risico (RR) na epidurale steroïde-injecties ten opzichte van placebo, zoals weergegeven in figuur 2, dan was het RR 2,09 (95% BI 1,29 tot 3,38) in het voordeel van epidurale steroïde-injecties. Dit verschil is klinisch relevant.

Figuur 2 Relatief risico op pijn na 1 maand bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect: df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘relatief risico op pijn na 1 maand’ is met twee niveaus verlaagd gezien het geringe aantal patiënten (-2, imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

1.3 pijnreductie na 3 maanden

De verschillen tussen steroïde- en placebo-injecties na 3 maanden waren kleiner dan na 1 maand. De reductie in pijnscore in 9 studies (figuur 3) is nagenoeg gelijk tussen de groepen met een gepoold effect van -0,01 (95% BI -0,49 tot 0,46). Dit verschil is niet klinisch relevant.

Figuur 3 Pijnreductie (getransformeerde VAS of NRS) na 3 maanden bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect: df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘pijnreductie na 3 maanden’ is met twee niveaus verlaagd gezien vanwege het geringe aantal patiënten (imprecisie) en vanwege variatie in de resultaten (inconsistentie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

1.4 relatief risico op pijn na 3 maanden

Het gepoolde RR op pijn in vier studies was 1,26 (95% BI 1,03 tot 1,54) in het voordeel van steroïde-injecties. Dit verschil klinisch relevant.

Figuur 4 Relatief risico op pijn na 3 maanden bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘relatief risico op pijn na 3 maanden’ is met twee niveaus verlaagd gezien het geringe aantal patiënten en voor het overschrijden van de grenzen voor klinische relevantie (imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

1.5 Intensiteit van beenpijn na 3 maanden

De intensiteit van beenpijn na 3 maanden leverde uit 11 studies een gemiddeld verschil op in VAS van 5,87 (95% BI 1,19 tot 10,55) in het voordeel van steroïde-injecties. Op een schaal van 0 tot 100 is dit verschil niet klinisch relevant. Daarnaast was er geen verschil in beenpijn tussen caudale, interlaminaire en transforaminale toediening (figuur 5). Bhatia (2016) definieerde pijn in de vorm van “analgesic efficacy” maar dit leverde geen aanvullende informatie op ten opzichte van de uitgewerkte pijnscores (zie evidencetabel).

Figuur 5 Intensiteit van beenpijn (VAS) na 3 maanden bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘intensiteit van beenpijn na 3 maanden’ is met twee niveaus verlaagd gezien het geringe aantal patiënten en voor het overschrijden van de grenzen voor klinische relevantie (-2, imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

1.6 intensiteit van pijn na 6 maanden

In de vergelijking tussen epidurale corticosteroïde-injecties en usual care, dan gaf eerstgenoemde een sterkere reductie in pijn na 6 maanden, zoals weergegeven in figuur 6. Vergeleken met usual care (fysiotherapie, pijnstilling en/of rust) resulteerde epidurale CS in een gemiddeld verschil van 14,33 (95% BI 4,45 tot 24,45). Dit verschil is klinisch relevant in het voordeel van corticosteroïde-injectie.

Figuur 6 Intensiteit van pijn (VAS) na 6 maanden bij epidurale corticosteroïde-injecties versus usual care

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘intensiteit van pijn na 6 maanden’ is met twee niveaus verlaagd gezien het geringe aantal patiënten en voor het overschrijden van de grenzen voor klinische relevantie (-2, imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

2. Uitkomstmaat Functioneren (cruciaal)

Functionele score bij (behandeling van) LRS is in de literatuur gerapporteerd op basis van de Oswestry disability score (ODI), Roland Morris index (RMI), of Modified Oswestry Disability Questionnaire (MODQ). Deze scores zijn weergegeven in figuur 7 (na 1 maand) en figuur 8 (na 3 maanden), waarbij een hogere score staat voor betere fysieke functie. Om de waarden van de verschillende meetinstrumenten met elkaar te kunnen vergelijken wordt gebruik gemaakt van het gestandaardiseerd gemiddelde verschil (standardized mean difference, SMD).

2.1. functionele score na 1 maand

Bij vergelijking van epidurale corticosteroïde- en placebo-injecties in zes studies is een SMD van 0,32 (95% BI -0,58 tot 1,22) gevonden in het voordeel van CS injectie. De statistische heterogeniteit van de resultaten is zeer hoog met een I² van 96%. Het verschil is niet klinisch relevant.

Figuur 7 Functionele score na 1 maand bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘functionele score na 1 maand’ is met twee niveaus verlaagd gezien vanwege het geringe aantal patiënten (imprecisie) en vanwege variatie in de resultaten (inconsistentie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

2.2. functionele score na 3 maanden

De functionele score na 3 maanden is nagenoeg gelijk tussen de twee interventies met een SMD van -0,05 (95% BI -0,21 tot 0,11) in 10 studies. Ook dit verschil is niet klinisch relevant.

Figuur 8 Functionele score na 3 maanden bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘functionele score na 3 maanden’ is met twee niveaus verlaagd gezien vanwege het geringe aantal patiënten (imprecisie) en vanwege variatie in de resultaten (inconsistentie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘laag’.

2.3 Fysieke beperking op korte termijn

In figuur 9 is functie uitgedrukt als fysieke beperking (disability), waarbij een hogere waarde correspondeert met meer beperking. Het gepoolde SMD van 7 studies is 0.16 (95% BI 0.03 tot 0.30) in het voordeel van corticosteroïde-injecties. Dit verschil is niet klinisch relevant. Clustering van caudale, interlaminaire en transforaminale toediening toont geen verschillen in fysieke beperking tussen de toedieningsmethoden. Ook bij directe vergelijking van caudale en transforaminale toediening in twee studies beschreven in de SR van Liu (2016) werd geen significant verschil tussen de toedieningsmethoden (zie evidencetabel). De functiescore zoals beschreven door Manchikanti (2016) had geen aanvullende waarde ten opzichte van de uitgewerkte gegevens (zie evidencetabel).

Figuur 9 Fysieke beperking op korte termijn bij epidurale corticosteroïde-injecties versus placebo

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘intensiteit van pijn na 6 maanden’ is met één niveau verlaagd gezien het geringe aantal patiënten (imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘redelijk’.

3. Uitkomstmaat Adverse effects (belangrijk)

In figuur 10 zijn de verschillen in adverse effects tussen epidurale corticosteroïde-injecties en placebo injecties of alternatieve zorg (usual care) samengevat zoals geanalyseerd door Lewis (2011). In deze review is niet gespecificeerd welke adverse events werden gerapporteerd per studie, maar in het algemeen kunnen bij epidurale corticosteroïde-injecties adverse events voorkomen ten gevolge van de procedure (dural puncture, hematoom, infectie, zenuwschade), welke ook kunnen optreden bij placebo-injectie, en ten gevolge van de steroïden (hyperglykemie, hypertensie, oedeem, gewichtstoename, myopathie, osteoporose en fracturen, infecties, psychose, en cataract), zoals beschreven in de review van Bhatia (2016). In 7 studies die corticosteroïden vergeleken met injectie zonder actieve component is een relatief risico gevonden van 0,82 (95% BI 0,54 tot 1,26) in het voordeel van de placebogroep. Dit verschil is niet klinisch relevant. Vergeleken met usual care, bestaande uit fysiotherapie, pijnstilling, zelfzorginstructie en/of activiteitsmodificatie, gaf steroïde-injectie een RR op adverse effects van 0,30 (95% BI 0,12 tot 0,75), een klinisch relevant verschil. Samengenomen was het RR op adverse effects van de interventie corticosteroïde-injecties ten opzichte van placebo/usual care 0,57 (95% BI 0,38 tot 0,85) in het voordeel van de controlegroep. Dit verschil is klinisch relevant.

Figuur 10 Adverse effects bij epidurale corticosteroïde-injecties versus usual care

Z: p-waarde van gepoolde effect; df: degrees of freedom (vrijheidsgraden); I²: statistische heterogeniteit; CI: betrouwbaarheidsinterval

Bewijskracht van de literatuur

De bewijskracht voor de uitkomstmaat ‘Adverse effects’ is met twee niveaus verlaagd gezien het geringe aantal patiënten en voor het overschrijden van de grenzen voor klinische relevantie (-2, imprecisie). Vanwege het studiedesign is het startpunt GRADE ‘hoog’, de uiteindelijke bewijskracht komt uit op GRADE ‘redelijk’.

4. Uitkomstmaat Werkhervatting (belangrijk)

Deze uitkomstmaat werd niet gerapporteerd.

Bewijskracht van de literatuur

Er is geen GRADE-beoordeling voor de uitkomstmaat ‘Werkhervatting’ in verband met het ontbreken van studies die deze uitkomstmaat beschrijven.

Zoeken en selecteren

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

Leiden epidurale steroïdinjecties tot betere uitkomsten bij patiënten met LRS vergeleken met usual care?

PICO

P: patiënten met (sub)acute lumbosacraal radiculair syndroom;

I: steroïd-injectie (+ usual care);

C: usual care;

O: Pijn(vermindering), functioneren, adverse effects en werkhervatting.

Relevante uitkomstmaten

De werkgroep achtte pijn en functioneren voor de besluitvorming cruciale uitkomstmaat; en adverse effects en werkhervatting voor de besluitvorming belangrijke uitkomstmaten. De werkgroep definieerde niet a priori de genoemde uitkomstmaten, maar hanteerde de in de studies gebruikte definities.

Voor het vaststellen van klinische relevantie, de zogenaamde minimal clinically important difference (MCID), heeft de werkgroep zich gebaseerd op het artikel van Ostelo (2008), waar een 20% tot 30% verbetering ten opzichte van de baseline meting als minimaal klinisch relevant verschil wordt aangehouden (within-group change; verschil binnen een groep). De werkgroep is echter geïnteresseerd in between-group changes (verschil tussen twee groepen). Een verschil van 20-30 % tussen groepen werd door de werkgroep als (te) groot bestempeld. De werkgroep heeft besloten om een verschil van 10% aan te duiden als minimaal klinisch relevant verschil. Dit komt grofweg overeen met een verschil van één op de visuele analoge schaal (VAS-schaal: 0 tot 10), één op de numeric rating scale (NRS-schaal: 0 tot 10), drie op de Roland Disability Questionnaire (0 tot 24) en 10 op de oswestry disability (ODI) index (schaal 0 tot 100). Bij risk ratio’s en odds ratio’s worden de grenzen 0,91 en 1,1 aangehouden. Standardized mean difference (SMD=0,2 (klein); SMD=0,5 (matig); SMD=0,8 (groot).

Zoeken en selecteren (Methode)

In de databases Medline (via OVID) en Embase (via Embase.com) is op 31 januari 2019 met relevante zoektermen gezocht naar de effectiviteit van epidurale steroïde-injecties bij lumbosacraal radiculair syndroom. De zoekverantwoording is weergegeven onder het tabblad Verantwoording. De literatuurzoekactie leverde 243 treffers op. Studies werden geselecteerd op grond van de volgende selectiecriteria:

gepubliceerd tussen 2007 en januari 2019;
(systematische reviews over) primair vergelijkend onderzoek;
artikel full-tekst beschikbaar in het Engels of Nederlands;
beschrijving van patiënten met acute en subacute LRS.

Voor controlegroep en uitkomstmaat werd in eerste instantie niet geselecteerd. Op basis van titel en abstract werden 27 systematische reviews (SR’s) voorgeselecteerd. Na raadpleging van de volledige tekst, werden vervolgens 21 studies geëxcludeerd (zie exclusietabel onder het tabblad Verantwoording) en 6 SR’s definitief geselecteerd. Gezien de recente publicatie en hoeveelheid studies beschreven in de SR’s zijn er geen afzonderlijke RCT’s toegevoegd.

Resultaten

Zes SR’s van Lee (2018), Manchikanti (2016), Pinto (2012), Lewis (2011), Bhatia (2016) en Liu (2016) zijn opgenomen in de literatuuranalyse. De belangrijkste studiekarakteristieken en resultaten zijn opgenomen in de evidencetabellen. De beoordeling van de individuele studieopzet (risk of bias) is opgenomen in de risk-of-biastabellen.

Referenties

Bhatia A, Flamer D, Shah PS, Cohen SP. Transforaminal Epidural Steroid Injections for Treating Lumbosacral Radicular Pain from Herniated Intervertebral Discs: A Systematic Review and Meta-Analysis. Anesth Analg. 2016 Mar;122(3):857-70. doi: 10.1213/ANE.0000000000001155. Review. PubMed PMID: 26891397
Benoist M, Boulu P, Hayem G. Epidural steroid injections in the management of low-back pain with radiculopathy: an update of their efficacy and safety. Eur Spine J 2012;21:204-13.
Benzon HT, Huntoon MA, Rathmell JP. Improving the Safety of Epidural Steroid Injections. JAMA. 2015;313(17):1713–1714.
Gharibo CG, Varlotta GP, Rhame EE, Liu EC, Bendo JA, Perloff MD. Interlaminar versus transforaminal epidural steroids for the treatment of subacute lumbar radicular pain: a randomized, blinded, prospective outcome study. Pain Physician. 2011;14:499–511.
Hofstee DJ, Gijtenbeek JM, Hoogland PH, et al. Westeinde sciatica trial: randomized controlled study of bed rest and physiotherapy for acute sciatica. J Neurosurg. 2002;96(Suppl):45-9
Koes BW, van Tulder MW, Peul WC. Diagnosis and treatment of sciatica. BMJ. 2007;23;334(7607):1313-7. Review. PubMed PMID: 17585160; PubMed Central PMCID: PMC1895638
Lee JH, Kim DH, Kim DH, Shin KH, Park SJ, Lee GJ, Lee CH, Yang HS. Comparison of Clinical Efficacy of Epidural Injection With or Without Steroid in Lumbosacral Disc Herniation: A Systematic Review and Meta-analysis. Pain Physician. 2018 Sep;21(5):449-468. PubMed PMID: 30282390
Lewis R, Williams N, Matar HE, Din N, Fitzsimmons D, Phillips C, Jones M, Sutton A, Burton K, Nafees S, Hendry M, Rickard I, Chakraverty R, Wilkinson C. The clinical effectiveness and cost-effectiveness of management strategies for sciatica: systematic review and economic model. Health Technol Assess. 2011 Nov;15(39):1-578. doi: 10.3310/hta15390. Review. PubMed PMID: 22078311; PubMed Central PMCID: PMC4781007
Liu J, Zhou H, Lu L, Li X, Jia J, Shi Z, Yao X, Wu Q, Feng S. The Effectiveness of Transforaminal Versus Caudal Routes for Epidural Steroid Injections in Managing Lumbosacral Radicular Pain: A Systematic Review and Meta-Analysis. Medicine (Baltimore). 2016 May;95(18):e3373. doi: 10.1097/MD.0000000000003373. Review. PubMed PMID: 27149443; PubMed Central PMCID: PMC4863760
Manchikanti L, Knezevic NN, Boswell MV, Kaye AD, Hirsch JA. Epidural Injections for Lumbar Radiculopathy and Spinal Stenosis: A Comparative Systematic Review and Meta-Analysis. Pain Physician. 2016 Mar;19(3):E365-410. Review. PubMed PMID: 27008296
Ostelo RW, Deyo RA, Stratford P, et al. Interpreting change scores for pain and functional status in low back pain: towards international consensus regarding minimal important change. Spine (Phila Pa 1976). 2008;1;33(1):90-4.
Pinto RZ, Maher CG, Ferreira ML, Hancock M, Oliveira VC, McLachlan AJ, Koes B, Ferreira PH. Epidural corticosteroid injections in the management of sciatica: a systematic review and meta-analysis. Ann Intern Med. 2012 Dec 18;157(12):865-77. Review. PubMed PMID: 23362516.
Rados I, Sakic K, Fingler M, Kapural L. Efficacy of interlaminar versus transforaminal epidural steroid injection for the treatment of chronic unilateral radicular pain: prospective, randomized study. Pain Med. 2011;12:1316–1321.
Schaufele MK, Hatch L, Jones W. Interlaminar versus transforaminal epidural injections for the treatment of symptomatic lumbar intervertebral disc herniations. Pain Physician. 2006 Oct;9(4):361-6.
Ter Meulen BC, Maas ET, Vyas A, van der Vegt M, de Priester K, de Boer MR, van Tulder MW, Weinstein HC, Ostelo RWJG. Treatment of acute sciatica with transforaminal epidural corticosteroids and local anesthetic: design of a randomized controlled trial. BMC Musculoskelet Disord. 2017 May 25;18(1):215.
Vroomen PC, de Krom MC, Slofstra PD, et al. Conservative treatment of sciatica: a systematic review. J Spinal Disord. 2000;13:463–469.

Evidence tabellen

Study reference

Study characteristics

Patient characteristics

Intervention (I)

Comparison / control (C)

Follow-up

Outcome measures and effect size

Comments

Lee, 2018

SR and meta-analysis of RCTs

Literature search up to July 2017

A: Carette, 1977

B: Cohen, 2012

C: Ghai, 2015

D: Ghahreman, 2010

E: Iverson, 2011

F: Manchikanti, 2011

G: Manchikanti, 2013

H: Manchikanti, 2014

I: Nandi, 2017

J: Ng, 2005

K: Sayegh 2009

L: Tafazal, 2009

M: Valat, 2003

Study design:

SR of RCTs

Setting and Country: Multiple medical institutions in South Korea.

Source of funding:

“There was no external funding in the preparation of this manuscript.”

Conflicts of interest: “Each author certifies that he or she, or a member of his or her immediate family, has no commercial association (i.e., consultancies, stock ownership, equity interest, patent/licensing arrangements, etc.) that might pose a conflict of interest in connection with the submitted manuscript.”

Inclusion criteria SR: patients aged ≥ 18 years, clinical presentation of low back and radicular leg pain, and diagnosis of LDH on a radiological evaluation such as computed tomography or magnetic resonance imaging.

Exclusion criteria SR: previous history of lumbosacral surgery, nonspecific low back pain without a definite diagnosis of LDH on radiological evaluation, severe spinal stenosis, severe disc degeneration (Pfirmann grade IV and V), intradiscal derangement or a bulging disc, or prominent spinal instability.

13 studies included

N, mean age, sex

A: N=158, age and sex not reported

B: N=132, mean age 52, 44% male

C: N=69, age and sex not reported

D: N=150, mean age 45, 65% male

E: N=116, mean age 42, 57% male.

F: N=120, mean age 46, 35% male, symptom duration > 6 months

G: N=120, mean age 45, 50% male

H: N=120, mean age 43, 31% male

I: N=93, age and sex not reported

J: N=124, mean age 52, 57% male

K: N=151, mean age 50, 57% male

L: N=124, mean age 52, 57% male, symptom duration > 6 months

M: N=63, mean age 41, 61% male

Groups comparable at baseline?

Yes, although in F, G, H unequal distribution of sex between intervention and control group.

A: 80 mg methylprednisolone acetate + 8 mL of isotonic saline, interlaminar

B: 60 mg of methylprednisolone acetate + 0.5 mL of saline, transforaminal

C: 6 mL of 0.5% lidocaine + 80 mg (2 mL) of methylprednisolone, interlaminar

D: 0.75 mL of 0.5% bupivacaine & 1.75 mL of triamcinolone (40 mg/mL), transforaminal

E: 40 mg of triamcinolone + 29 mL of 0.9% saline, caudal

F: 9 mL of 0.5% lidocaine + 1 mL of steroid, caudal

G: 5ml of 0.5% lidocaine + 1 mL of betamethasone, interlaminar

H: 1% lidocaine + 3 mg of betamethasone, transforaminal

I: Total 20 mL 80mg of methyl prednisolone + 18 mL of isotonic saline, caudal

J: 2 mL of 0.25% bupivacaine + 40 mg of methylprednisolone, transforaminal

K: 12 mL of 2% xylocaine + 1 mL of betamethasone dipropionate and betamethasone phosphate, caudal

L: 2 mL of 0.25%

bupivacaine & 40 mg of

methylprednisolone, transforaminal

M: 2 mL (50mg) of prednisolone acetate, interlaminar

A: 1 mL of isotonic saline

B: 2 mL of normal saline

C: 8ml of 0.5% lidocaine

D: 2 mL of 0.5% bupivacaine OR 2 mL of normal saline

E: 30 mL of 0.9%

saline

F: 10ml of 0.5% lidocaine

G: 6 mL of 0.5% lidocaine

H: 1.5 mL of 1% lidocaine + 0.5 mL of sodium chloride

I: 20 mL of isotonic saline

J: 2 mL of 0.25% bupivacaine

K: 12 mL of 2% xylocaine and 8 mL of saline

L: 2 mL of 0.25% bupivacaine

M: 2ml of isotonic saline

End-point of follow-up:

A: 3 weeks, 3 months

B: 1, 6 months

C: 2 weeks, 1, 2, 3, 6, 9, 12 months

D: 1 month

E: 6, 12, 42 weeks

F: 3, 6, 12 months

G: 3,6, 12 months

H: 3,6,12,18,24 months

I: 4, 12 weeks

J: 6, 12 weeks

K: 1,6, 12 months

L: 6 ,12 weeks

M: 1 month

For how many participants were no complete outcome data available?

Not reported in SR

1. Pain at 1 month

Transformed visual analog scale (VAS) or numerical rating scale (NRS).

Effect measure: mean difference in pain (95% CI):

A: 0.86 (-0.02 – 1.74)

B: 0.64 (-0.68 – 1.96)

E: 1.80 (0.61 – 2.99)

I: 1.79 (1.16 – 2.42)

J: 0.10 (-0.08 – 0.28)

L~~: 0.75 (0.63 – 0.87)~~

M: 0.51 (-0.84 – 1.86)

Pooled effect (random effects model): 0.94 (0.14 – 1.73) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 89%

Effect measure: RR for pain reduction (95% CI):

B: 1.50 (0.99 – 2.28)

D: 2.83 (1.34 – 6.00)

I: 3.91 (2.02 – 7.57)

M: 1.43 (0.87 – 2.36)

Pooled effect (random effects model): 2.09 (1.29 – 3.38) favoring corticosteroid treatment

Heterogeneity (I²): 66%

2. Pain at 3 months

VAS or NRS, difference with baseline.

Effect measure: mean difference in pain (95% CI):

A: 0.30 (-0.80 – 1.40) *

E: -0.87 (-2.59 – 0.85)

F~~: 0.40 (-0.10 – 0.90)~~

G: 0.20 (-0.21 – 0.61)

H: 0.00 (-0.48 – 0.48)

I: 1.26 (0.45 – 2.07)

J: 0.08 (-0.14 – 0.30)

L~~: 0.19 (0.05 – 0.33)~~

Pooled effect (random effects model): 0.01 (-0.49 – 0.46) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 49%

* values I and C were swapped, found in Manchikanti 2016 and confirmed in original paper

Effect measure: RR of pain reduction (95% CI):

B: 1.15 (0.66 – 2.00)

C: 1.71 (1.19 – 2.46)

F~~: 1.04 (0.86 – 1.26)~~

G: 1.13 (0.96 – 1.33)

I: 1.25 (0.85 – 1.83)

Pooled effect (random effects model): 1.26 (1.03 – 1.54) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 36%

3. Functional score at 1 month

Oswestry Disability Index (ODI) or Roland–Morris Disability Questionnaire (RMDQ), Quebec Back Pain Disability Scale (QDS).

Effect measure: mean difference (95% CI):

A: 2.50 (-2.12 – 7.12)

B: 7.96 (-1.34 – 17.26)

E: 2.40 (-3.50 – 8.30)

I: 6.88 (3.98 – 9.78)

J: -5.10 (-6.36 – 3.84)

K: 14.80 (12.52 – 17.08)

L~~: 0.30 (-0.44 – 1.04)~~

Pooled effect (random effects model): 4.85 (-3.70 – 13.39) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 98%

4. Functional score at 3 months

Oswestry Disability Index (ODI) or Roland–Morris Disability Questionnaire (RMDQ), Quebec Back Pain Disability Scale (QDS).

Effect measure: mean difference (95% CI):

A: -1.90 (-9.14 – 5.34)

E: -2.60 (-10.26 – 5.06)

F~~: 1.60 (-0.50 – 3.70)~~

G: 1.10 (-0.75 – 2.95)

H: -1.10 (-3.25 – 1.05)

I: 5.15 (1.44 – 8.86)

J: -1.50 (-2.94 – -0.06)

L~~: -1.40 (-2.27 – -0.53)~~

Pooled effect (random effects model): -0.05 (-0.21 – 0.11) favoring control treatment.

Heterogeneity (I²): 68%

Effect measure: RR of functional improvement (95% CI):

F~~: 1.19 (0.93 – 1.53)~~

G: 1.11 (0.92 – 1.35)

H: 0.91 (0.73 – 1.14)

Pooled effect (random effects model): 1.02 (0.83 – 1.24) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 28%

Struck out values: symptom duration > 6 months (reported in this or other SR)

Facultative:

Brief description of author’s conclusion

Personal remarks on study quality, conclusions, and other issues (potentially) relevant to the research question

Level of evidence: GRADE (per comparison and outcome measure) including reasons for down/upgrading

Sensitivity analyses (excluding small studies; excluding studies with short follow-up; excluding low quality studies; relevant subgroup-analyses); mention only analyses which are of potential importance to the research question

Heterogeneity: clinical and statistical heterogeneity; explained versus unexplained (subgroupanalysis)

Manchikanti, 2016

SR and meta-analysis of RCTs

Literature search up to August 2015

Relevant additional papers, in addition to Lee, 2018:

A: Arden, 2005

B: Cohen, 2015

C: Fukusaki, 1998

D: Karppinen, 2001

Study design:

SR of RCTs

Setting and Country: Multiple medical institutions in the USA

Source of funding:

“There was no external funding in the preparation of this manuscript.”

Conflicts of interest: “Dr. Manchikanti has provided limited consulting services to Semnur Pharmaceuticals, Incorporated, which is developing nonparticulate steroids. Dr. Kaye is a speaker for Depomed, Inc. Dr. Hirsch is a consultant for Medtronic.

Inclusion criteria SR: Study selection was based on predefined inclusion criteria with reports of at least 3 months of outcomes assessments and RCTs with placebo- or active-control design. We included epidural injections with sodium chloride solution, local anesthetic, or steroids administered through caudal, interlaminar, or transforaminal approaches. Predefined outcomes were measurement of pain and function with description of composite outcomes.

Exclusion criteria SR: not defined

8 studies included

A: 228

B: 145

C: 37

D: 158

Data on mean age and sex were not presented.

A: Triamcinolone and

bupivacaine

B: 60 mg of depo-methylprednisolone plus 1 mL of 0.25% bupivacaine with a total volume of 3 mL

C: Mepivacaine and

methylprednisolone

D: Methylprednisolone and bupivacaineleg pain

A: Normal saline

B: Saline

C: Mepivacaine, 1998

D: Sodium chloride solution

End-point of follow-up:

A: 3, 6, 12 months

B: 3 months

C: 3 months

D: 3, 6, 12 months

For how many participants were no complete outcome data available?

Not reported in SR

1. Pain at 1 month

Effect measure: mean difference (95% CI):

A: 0.00 (-1.30 – 1.30)

B: -0.10 (-0.95 – 0.75)

D: -0.10 ( -1.41 – -0.79)

Pooled effect (random effects model): -0.54 (-1.36 – 0.29) favoring control treatment.

Heterogeneity (I²): 71%

2. Functional score at 3 months

Effect measure: standardized mean difference (95% CI):

A: 0.00 (-0.26 – 0.26)

B: -0.24 (-0.57 – 0.08)

C: -0.39 (-1.04 – 0.26)

D: 0.00 ( -0.31 – 0.31)

Pooled effect (random effects model): -0.09 (-0.25 – 0.08) favoring control treatment.

Heterogeneity (I²): 0%

Pinto, 2012

SR and meta-analysis of RCTs

Literature search up to April 2012

Relevant papers:

A: Bush, 1991

B: Manchikanti, 2011

C: Klenerman, 1984

D: Helliwell, 1985

E: Carette, 1997

F: Valat, 2003

G: Arden, 2005

H: Manchikanti, 2010

I: Karppinen, 2001

J: Ng, 2005

K: Tafazal, 2009

L: Ghahreman, 2010

M: Cohen, 2012

N: Iverson, 2011

Study design:

SR of RCTs

Setting and Country: Hospitals from Ontario, Canada and Maryland, USA.

Source of funding:

“Mr. Pinto is a PhD student supported by Capes Foundation, Ministry of Education of Brazil. Dr. Maher is supported by a research fellowship funded by the Australian Research Council.”

Conflicts of interest:.

“GSK have provided supplementary funding to an academic initiated, National Health and Medical Research Council-funded trial evaluating paracetamol for acute back pain”; “The university has received a grant to support a postgraduate (…) and an investigator initiated research grant for a genomic pharmacokinetic study”.

Inclusion criteria SR: randomized, controlled trials evaluating epidural corticosteroid injections compared with similar placebo interventions, for patients with only sciatica (that is, pain radiating below the knee) or a synonym for sciatica. The intensity or duration of symptoms was not restricted, but study participants were classified as having acute (>6 weeks), subacute (6 to 12 weeks), chronic (>12 weeks), or mixed symptoms. Trials were considered eligible when reporting at least one of the following outcome measures: overall pain intensity (when not specified as leg or back pain), leg pain intensity, back pain intensity, and disability status.

Exclusion criteria SR: not described.

23 studies included

N, age, symptom duration:

A: N=23, mean age 38, duration <1 month

B: N=120, mean age 46, duration >6 months

C: N=52, age not specified, duration <6 months

D: N=39, median age 40, duration <3 months

E: N=158, mean age 39, duration 4w-1y

F: N=85, mean age 40, duration 15d-6m

G: N=228, mean age 44, duration 4w-18m

H: N=70, mean age 42, duration >6 months

I: N=160, mean age 44, duration 3-28w

J: N=86, mean age 50, duration >6w

K: N=150, mean age 52, duration >6 months

L: N=150, median age 46, duration mixed

M: N=84, mean age 42, duration 4w-6m

N: N=116, mean age 42, duration >12 weeks

A: epidural injection of methylprednisolone acetate + isotonic saline

B: epidural injection of

betamethasone or methylprednisolone + lidocaine + saline

C: epidural injection of methylprednisolone + saline

D: epidural injection of methylprednisolone + saline

E: epidural injection of methylprednisolone acetate + isotonic saline

F: epidural injections of prednisolone acetate

G: epidural injection of triamcinolone acetonide + bupivacaine

H: epidural injection of betamethasone + lidocaine

I: epidural injection of methylprednisolone + bupivacaine

J: epidural injection of methylprednisolone + bupivacaine

K: epidural injection of methylprednisolone + bupivacaine

L: epidural injection of triamcinolone

M: epidural injections of methylprednisolone + saline

N: epidural injections of triamcinolone + saline

A: epidural injection of saline

B: epidural injection of lidocaine + saline

C: epidural injection of saline or bupivacaine

D: interspinous injection of saline

E: epidural injection of saline

F: epidural injection of isotonic saline

G: interspinous injection of saline

H: epidural injections of lidocaine

I: epidural injection of saline

J: epidural injection of bupivacaine

K: epidural injection of bupivacaine

L: epidural injection of bupivacaine or normal saline

M: epidural injections of saline

N: epidural injections of saline

End-point of follow-up:

A: 4, 52 weeks

B: 3, 6, 12 months

C: 2 weeks, 2 months

D: 1, 3 months

E: 3 months

F: 35 days

G: 3,6, 12 weeks

H: 3, 6, 12 months

I: 3, 6, 12 months

J: 6, 12 weeks

K: 3 months

L: 1 month

M: 1 month

N: 6, 12, 52 weeks

For how many participants were no complete outcome data available?

Not reported in SR

1. Short term leg pain (≤3 months)

Effect measure: mean difference (95% CI):

Caudal

A: -26.90 (-48.00 – -5.80)

B~~: -7.00 (-13.26 - -0.74)~~

N: -4.80 (-16.04 – 6.44)

Pooled: -13.97 (-35.32 – -7.37)

Interlaminar:

C: 4.50 (-9.86 – 18.86)

D: -18.00 (-28.54 – -7.46)

E: -4.00 (-15.05 – 7.05)

F: -2.70 (-12.52 – 7.12)

G: 0.00 (-8.32 – 8.32)

H~~: -4.00 (-15.05 – 7.05)~~

Pooled: -4.34 (-11.45 – 2.78)

Transforaminal

I: -2.30 (-13.30 – 8.70)

J: 1.00 (-10.37 – 12.37

K~~: -7.50 (-16.78 – 1.78)~~

L: -14.00 (-27.92 – -0.08)

M: -12.60 (-27.60- 2.40)

Pooled: -5.78 (-12.94 – 1.38)

Pooled effect all approaches (random effects model):

-5.87 (-10.55 – -1.19) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 42%

2. Short term disability

Effect measure: mean difference (95% CI):

Caudal

N: -1.80 (-7.94 – 4.34)

Interlaminar:

E: -3.20 (-9.40 – 3.00)

F: -2.50 (-12.07 – 7.07)

G: -3.00 (-7.56 – 1.56)

Pooled: -3.00 (-6.43 – 0.43)

Transforaminal

I: -1.50 (-7.30 – 4.30)

J: -5.10 (-13.14 – 2.94)

M: -5.90 (-15.40- 3.60)

Pooled: -3.36 (-7.57 – 0.86)

Pooled effect all approaches (random effects model):

-2.93 (-5.37 – -0.49) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 0%

Struck out values: symptom duration > 6 months (reported in this or other SR)

Lewis, 2011

SR and meta-analysis of RCTs

Literature search up to December 2009

A: Buchner, 2000

B: Laiq, 2009 (quasi-RCT)

C: Dincer, 2007

D: Murata, 2009

E: Pirbudak, 2003

F: Blonna, 2004

G: Bush, 1991

H: Carette, 1997

I: Dilke, 1973

J: Karppinen, 2001

K: Klenerman, 1984

L: Price, 2005

M: Ridley, 1988

N: Valat, 2003

O: Bronfort, 2000

P: Bronfort, 2004

Q: Veihelmann, 2006

Study design:

SR of RCTs, quasi RCTs, non-RCTs, cohort studies, case–control studies.

Only (Q-)RCTs were considered.

Setting and Country: Medical institutions in the UK.

Source of funding:

The National Institute for Health Research Health Technology Assessment programme (UK).

Conflicts of interest:.

None declared.

Inclusion criteria SR: Studies involving adults with sciatica or lumbar nerve root pain diagnosed clinically or confirmed by imaging were eligible.

Exclusion criteria SR: not described.

270 studies included

N, age, symptom duration:

A: N=36, mean age 34, median duration 8 weeks

B: N=52, mean age 41, duration >2 weeks

C: N=64, mean age 28, duration 1-12 months

D: N=246, mean age 68, median duration 31 months

E: N=92, mean age 49, median duration 16,5 months

F: N=50, mean age 61, mean duration 12 weeks

G: N=23, mean age 38, mean duration 4.7 months

H: N=158, mean age 40, median duration 13 weeks

I: N=100, mean age 40, duration mixed (33% 6-12 months)

J: N=160, mean age 44, mean duration 2.5 months

K: N=74, age not reported, duration <6 months

L: N=228, mean age 44, duration <4 months 37%,

4–18 months 63%

M: N=39, mean age 39, mean duration 8.2 months

N: N=85, mean age 41, duration >15 <180 days

O: N=20, mean age 45, duration <12 weeks

P: N=32, mean age 49, duration mixed (66% >12 months)

Q: N=99, mean age 45, duration not reported

A: Epidural methylprednisolone, bupivacaine, conservative therapy and graded rehabilitation

B: Epidural methylprednisolone, xylocaine

C: Caudal epidural injection of methylprednisolone,

dexamethasone, prilocaine D: L2 nerve block using dexamethasone and lidocaine

E: Epidural betamethasone

and bupivacaine + oral placebo

F: Epidural betamethasone and ropovicaine

G: Caudal epidural injection of triamcinolone acetonide and procaine hydrochloride

H: Epidural injection of steroid methylprednisolone (multiple injections)

I: Lumbar epidural injection of methylprednisolone

J: Epidural methylprednisolone, bupivacaine

K: Epidural methylprednisolone

L: Epidural triamcinolone, bupivacaine

M: Epidural methylprednisolone

N: Epidural methylprednisolone (multiple injections)

O: Epidural steroid injection (multiple injections)

P: Epidural steroid injection (multiple injections)

Q: Epidural triamcinolone and ropivacaine

A: conservative therapy and graded rehabilitation

B: Bed rest, NSAIDs, muscle relaxants and

opioids

C: Oral diclofenac

D: Injection of dexamethasone and lidocaine in the back muscles of L2 area

E: Epidural betamethasone

and bupivacaine + oral amitriptyline

F: Epidural betamethasone, ropovicaine and oral gabapentin

G: Caudal injection of 25 ml normal saline

H: Normal saline epidural injections

I: Injection of saline into interspinous ligament

J: Periradicular saline injection

K: Epidural injection of saline

L: Saline injection into interspinous ligament

M: Saline injection into interspinous ligament

N: Epidural injection of saline

O: Chiropractic spinal manipulation / Paracetamol, NSAIDs, activity modification

P: Chiropractic spinal manipulation / self-care education

Q: Conservative physiotherapy

End-point of follow-up:

A: 6 months

B: 6 months

C: 3 months

D: 7 days

E: 9 months

F: 60 days

G: 1 year

H: 3 months

I: 3 months

J: 1 year

K: 2 months

L: 12 months

M: 6 months

N: 35 days

O: 12 weeks

P: 52 weeks

Q: 12 months

1. Short term pain intensity (< 6 weeks)

Effect measure: mean difference (95% CI):

Usual care

A: -6.30 (-14.46 – 1.86)

B: -25.00 (-33.26 – -16.74)

Pooled effect (random effects model): -15.64 (-33.96 – 2.69) favoring epidural injection.

Heterogeneity (I²): 90%

Analgesics

C~~: -12.00 (-17.94 – -6.06)~~

D: -24.00 (-31.68 – -16.32)

Mixed treatment

E~~: 5.00 (-13.87 – 11.98)~~

F: -1.30 (-13.87 – 11.27)

2. Adverse effects

Effect measure: RR (95% CI):

Control injection

G: 2.77 (0.12 – 61.65)

H: 1.33 (0.77 – 2.03)

I: 12.25 (0.71 – 211.74)

J: 3.00 (0.12 – 72.56)

K: 2.55 (0.11 – 58.60)

L: 0.98 (0.45 – 2.13)

M~~: 4.32 (0.22 – 84.48)~~

N: 0.67 (0.12 – 3.79)

Pooled effect (random effects model): 1.27 (0.84 – 1.94) favoring control treatment.

Heterogeneity (I²): 0%

Physical therapy

O: 2.12 (0.94 – 4.78)

P: 1.76 (1.03 – 3.01)

Q: 28.09 (1.74 – 453.48)

Pooled effect (random effects model): 2.77 (0.83 – 9.22) favoring control treatment.

Heterogeneity (I²): 77%

Analgesic treatment

O: 1.44 (0.80 – 2.60)

C: 4.43 (0.22 – 88.74)

Pooled effect (random effects model): 1.51 (0.84 – 2.68) favoring control treatment.

Heterogeneity (I²): 0%

Usual care

B: 17.00 (1.03 – 279.53)

Self-care education

P: 21.00 (1.40 – 315.98)

Mixed treatments

F: 0.15 (0.01 – 2.84)

Struck out values: symptom duration > 6 months (reported in this or other SR)

Bhatia, 2016

SR and meta-analysis of RCTs

Literature search up to February 2015

Relevant papers:

A: Karppinen, 2001

B: Manchikanti, 2014

C: Ng, 2015

D: Tafazal, 2009

Study design:

SR of RCTs

Setting and Country: Hospitals from Ontario, Canada and Maryland, USA.

Source of funding:

Internal departmental

Conflicts of interest:.

The authors declare no conflicts of interest

Inclusion criteria SR:

Trials with a follow-up period of at least 1

month after injection, studying participants of both sexes who were older than 18 year and who had lumbosacral radicular pain in the lower limb secondary to herniated inter-vertebral disks, with or without low back pain with intensity of pain equal to or greater than 4 on a 0 to 10 numerical rating scale (NRS; i.e., pain of moderate-to-severe intensity) treated with transforaminal

epidural injection.

Exclusion criteria: not defined

N, symptom duration:

A: N=158, duration 1-6 months

B: N=120, duration 6 months

C: N=86, duration 1.5 months

D: N=150, duration >6 months

A: Methylprednisolone and bupivacaine

B: 1% lidocaine + 3 mg of betamethasone

C: 2 mL of 0.25% bupivacaine + 40 mg of methylprednisolone

D: 2 mL of 0.25% bupivacaine & 40 mg of methylprednisolone

A: Sodium chloride solution

B: 1.5 mL of 1% lidocaine + 0.5 mL of sodium chloride

C: 2 mL of 0.25% bupivacaine

D: 2 mL of 0.25% bupivacaine

End-point of follow-up:

Only 3-month outcomes were relevant in this SR.

1. Analgesic efficacy at 3 months

Effect measure: mean difference (95% CI):

A: -0.30 (-1.18 – 0.58)

B: -0.10 (-0.69 – 0.48)

C: -0.50 (-0.71 – -0.29)

D~~: -0.60 ( -0.73 – -0.47)~~

Pooled effect (random effects model): -0.54 (-0.67 – -0.42) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 10%

2. Perceived physical disability at 3 months

Effect measure: mean difference (95% CI):

A: 0.30 (-4.51 – 5.11)

B: -0.18 (-4.24 – 0.64)

C: 0.90 (-0.50 – 2.30)

D~~: -1.80 (-2.59 – -1.01)~~

Pooled effect (random effects model): -0.45 (-0.64 – -0.25) favoring corticosteroid treatment.

Heterogeneity (I²): 0%

Struck out values: symptom duration > 6 months (reported in this or other SR)

Liu, 2016

SR and meta-analysis of RCTs

Literature search up to June 2015

Relevant papers:

A: Ackerman, 2007

B: Ploumis, 2014

C: Manchikanti, 2015

Study design:

SR of RCTs

Setting and Country: Department of Orthopedics, Tianjin Medical University General Hospital, Tianjin, China.

Source of funding:

This work was supported by the State Key Program of National Natural Science Foundation of China (81330042), the Special Program for Sino-Russian Joint Research Sponsored by the Ministry of Science and Technology, China (2014DFR31210), and the Key Program Sponsored by the Tianjin Science and Technology Committee, China.

Conflicts of interest:.

None of the authors of the manuscript received any remuneration. Further, the authors have not received any reimbursement or honorarium in any other manner.

Inclusion criteria SR:

Patients (>18 years) suffering from lumbosacral radicular pain; papers reporting the results of clinical studies evaluating TF-ESIs and CESIs; patients followed for a minimum of 2 weeks; and papers published in English before June 2015. Randomized controlled trials (RCTs) were identified as the primary studies for analysis. For inclusion in statistical analysis, the patients in a particular study must have been randomized to either TF or C groups.

Exclusion criteria:

Studies were excluded from the analysis if they did not include standardized pain scores within specific follow-up periods or perform statistical analyses of their results.

N, symptom duration:

N, age, symptom duration:

A: N=60, age 35±5, duration 38±4 days

B: N=31, age 65±8, duration not specified

C: N=120, age 43±14, duration>6 months

A: Tansforaminal injection of 40 mg triamcinolone

B: Tansforaminal injection of 9mg betamethasone + 1mL lidocaine 2%;

C: Tansforaminal injection of 3mg betamethasone + 1.5mL lidocaine 1%;

A: Caudal injection of 40 mg triamcinolone

B: Caudal injection of 18mg betamethasone + 5mL lidocaine 2%;

C: Caudal injection of 6mg betamethasone + 9mL lidocaine 0.5%;

End-point of follow-up:

Only 2 weeks and 3-month outcomes were relevant in this SR.

1. Pain level at 2 weeks

Effect measure: standardized mean difference (95% CI):

A: 2.40 (1.73 – 3.08)

B: 0.60 (-0.16 – 1.35)

Pooled effect (random effects model): 1.51 (-0.26 – 3.28) favoring caudal. Heterogeneity 92%.

2. Pain level at 3 months

Effect measure: standardized mean difference (95% CI):

B: 1.63 (0.77 – 2.48)

C: -0.14 (-0.50 – 0.22)

Pooled effect (random effects model): 0.70 (-1.03 – 2.43) favoring caudal. Heterogeneity 93%.

3. Functional level at 2 weeks

Effect measure: standardized mean difference (95% CI):

A: -0.87 (-1.40 – -0.34)

B: 1.38 (0.56 – 2.21)

Pooled effect (random effects model): 0.23 (-1.98 – 2.44) favoring caudal. Heterogeneity 95%.

4. Functional level at 3 months

Effect measure: standardized mean difference (95% CI):

B: 1.89 (1.00 – 2.78)

C: -0.17 (-0.53 – 0.19)

Pooled effect (random effects model): 0.82 (-1.20 – 2.83) favoring caudal. Heterogeneity 94%.

Risk of Bias tabellen

Table of quality assessment for systematic reviews of RCTs and observational studies

Based on AMSTAR checklist (Shea, 2007; BMC Methodol 7: 10; doi:10.1186/1471-2288-7-10) and PRISMA checklist (Moher, 2009; PLoS Med 6: e1000097; doi:10.1371/journal.pmed1000097)

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	Appropriate adjustment for potential confounders in observational studies?⁵ Yes/no/ unclear/ notapplicable	Assessment of scientific quality of included studies?⁶ Yes/no/ unclear	Enough similarities between studies to make combining them reasonable?⁷ Yes/no/ unclear	Potential risk of publication bias taken into account?⁸ Yes/no/ unclear	Potential conflicts of interest reported?⁹ Yes/no/ unclear
Lee, 2018	Yes: “This study investigated whether epidural injection of steroids produces better clinical effects than local anesthetics or saline in the treatment of LDH.”	yes	yes	yes	NA	yes	yes	Yes: “Publication bias was not assessed because fewer than 10 studies were included in each meta-analysis.”	Unclear
Bhatia, 2016	Yes: The primary objective of this SR-MA was to determine the analgesic efficacy of TFE steroids compared with local anesthetics and/or saline or conservative management for lumbosacral radicular pain secondary to herniated intervertebral disks 1 to 3 months after injection.”	yes	yes	yes	NA	yes	yes	Yes: “Publication bias was not assessed with a funnel plot because low number of eligible studies (<10) decreases the power of the tests to distinguish chance from real asymmetry.”	Unclear
Liu, 2016	Yes: “In this review, we compared the effectiveness of TF-ESIs and C-ESIs with respect to pain and functional improvements in the treatment of radiculopathy.”	yes	yes	yes	NA	yes	yes	No	Unclear
Manchi-kanti, 2016	Yes: “The purpose of this systematic review, therefore, is to assess the efficacy or lack thereof of injections of epidural steroids with saline, local anesthetics alone, or local anesthetic with steroids”	yes	yes	no	NA	yes	yes	No	Unclear
Pinto, 2012	Yes: the aim of this systematic review was to determine the efficacy of all 3 anatomical approaches to epidural corticosteroid injection in the management of sciatica compared with placebo-control interventions.	yes	yes	yes	NA	yes	yes	Yes, a Funnel plot was presented.	Unclear
Lewis, 2011	Yes: “To undertake a systematic review of the clinical effectiveness and cost-effectiveness of different management strategies for sciatica.”	yes	yes	yes	NA	yes	yes	Yes: “For all comparisons for which there were more than eight studies, funnel plots together with associated statistical tests were used to assess the potential publication bias.”	Unclear

Research question (PICO) and inclusion criteria should be appropriate and predefined.
Search period and strategy should be described; at least Medline searched; for pharmacological questions at least Medline + EMBASE 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 research question (PICO), including potential confounders, should be reported.
Results should be adequately controlled for potential confounders by multivariate analysis (not applicable for RCTs).
Quality of individual studies should be assessed using a quality scoring tool or checklist (Jadad score, Newcastle-Ottawa scale, risk of bias table et cetera).
Clinical and statistical heterogeneity should be assessed; clinical: enough similarities in patient characteristics, intervention and definition of outcome measure to allow pooling? For pooled data: assessment of statistical heterogeneity using appropriate statistical tests (for example Chi-square, I²)?
An assessment of publication bias should include a combination of graphical aids (for example funnel plot, other available tests) and/or statistical tests (for example Egger regression test, Hedges-Olken). Note: If no test values or funnel plot included, score “no”. Score “yes” if mentions that publication bias could not be assessed because there were fewer than 10 included studies.
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.

Tabel Exclusie na het lezen van het volledige artikel

Auteur en jaartal	Redenen van exclusie
Akuthota, 2009	Narrative review
Benny, 2011	Narrative review
Benoist, 2012	Data niet op bruikbare wijze beschreven
Chou, 2015a	Overlapt met andere reviews/studies
Chou, 2015b	Geen afzonderlijke studiedata, niet te combineren met andere studies
Chou, 2009	Oude versie van Chou, 2015
Guo, 2017	Geen onderscheid acuut-chronisch
Jordan, 2011	Semikwantitatief, niet bruikbaar
Jordan, 2009	Oude versie van Jordan, 2011
Lee, 2018	Voldoet niet aan de PICO
Levin, 2009	Narrative review
Luijsterberg, 2007	Data niet op bruikbare wijze beschreven
MacVicar, 2013	Data niet op bruikbare wijze beschreven
Metha, 2017	Data niet kwantitatief beschreven
Pinto, 2012	Data niet op bruikbare wijze beschreven
Quraishi, 2012	Onvoldoende informatie beschreven in SR
Roberts, 2009	Narrative review
Roncoroni, 2011	Beschrijft systemische steroïden, voldoet niet aan PICO.
Sethee, 2009	Data niet op bruikbare wijze beschreven
Stafford, 2007	Data niet op bruikbare wijze beschreven
Vorobeychik, 2016	Beschrijft geen RCTs

Verantwoording

Autorisatiedatum en geldigheid

Laatst beoordeeld : 21-09-2020

Laatst geautoriseerd : 21-09-2020

Geplande herbeoordeling :

Voor het beoordelen van de actualiteit van deze richtlijn is de werkgroep niet in stand gehouden. Uiterlijk in 2025 bepaalt het bestuur van de Nederlandse Vereniging voor Neurologie (NVN) of de modules van deze richtlijn nog actueel zijn. Op modulair niveau is een onderhoudsplan beschreven. Bij het opstellen van de richtlijn heeft de werkgroep per module een inschatting gemaakt over de maximale termijn waarop herbeoordeling moet plaatsvinden en eventuele aandachtspunten geformuleerd die van belang zijn bij een toekomstige herziening (update). De geldigheid van de richtlijn komt eerder te vervallen indien nieuwe ontwikkelingen aanleiding zijn een herzieningstraject te starten.

De NVN is regiehouder van deze richtlijnmodules en eerstverantwoordelijke op het gebied van de actualiteitsbeoordeling. De andere aan deze richtlijn deelnemende wetenschappelijke verenigingen of gebruikers van de richtlijn delen de verantwoordelijkheid en informeren de regiehouder over relevante ontwikkelingen binnen hun vakgebied.

Module¹

Regiehouder(s)²

Jaar van autorisatie

Eerstvolgende beoordeling actualiteit richtlijn³

Frequentie van beoordeling op actualiteit⁴

Wie houdt er toezicht op actualiteit⁵

Relevante factoren voor wijzigingen in aanbeveling⁶

epidurale steroïd-injecties

NVN

2020

2021

Elke 3 jaar

NVN

Zodra de PLUS-studie en de STAR-trial zijn gepubliceerd kan worden overwogen de module te herzien. Echter beantwoorden deze vragen een net iets andere PICO.

¹ Naam van de module

² Regiehouder van de module (deze kan verschillen per module en kan ook verdeeld zijn over meerdere regiehouders)

³ Maximaal na vijf jaar

⁴ (half)Jaarlijks, eens in twee jaar, eens in vijf jaar

⁵ Regievoerende vereniging, gedeelde regievoerende verenigingen, of (multidisciplinaire) werkgroep die in stand blijft

⁶ Lopend onderzoek, wijzigingen in vergoeding/organisatie, beschikbaarheid nieuwe middelen

Initiatief en autorisatie

Initiatief:

Nederlandse Vereniging voor Neurologie

Geautoriseerd door:

Koninklijk Nederlands Genootschap voor Fysiotherapie
Nederlandse Orthopaedische Vereniging
Nederlandse Vereniging van Revalidatieartsen
Nederlandse Vereniging voor Anesthesiologie
Nederlandse Vereniging voor Neurochirurgie
Nederlandse Vereniging voor Neurologie
Nederlandse Vereniging voor Radiologie
Nederlandse Vereniging voor Arbeids- en Bedrijfsgeneeskunde
Patiëntenfederatie Nederland

Algemene gegevens

Deze richtlijn is ontwikkeld in samenwerking met:

Nederlands Huisartsen Genootschap
Nederlandse Vereniging voor Arbeids- en Bedrijfsgeneeskunde
Koninklijk Nederlands Genootschap voor Fysiotherapie
Samenwerkingsverband Pijnpatiënten naar één stem

De richtlijnontwikkeling werd ondersteund door het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten en werd gefinancierd uit de Stichting Kwaliteitsgelden Medisch Specialisten (SKMS). De financier heeft geen enkele invloed gehad op de inhoud van de richtlijn.

Doel en doelgroep

Doel

Het doel van de richtlijn is tweeledig. Enerzijds is de richtlijn een voortzetting van de richtlijn LRS uit 2008 met herziening op basis van de nieuwe literatuur. Anderzijds dient de richtlijn als handleiding voor de praktijk met betrekking tot de patiënt met rugpijn met uitstraling in een been. Er is namelijk, voorafgaande aan beeldvorming, geen klinische test of vragenlijst waarmee de klinische diagnose LRS met volledige zekerheid kan worden gesteld (zie module diagnostiek). Het kunstmatige onderscheid tussen radiculaire en niet-radiculaire pijn komt hiermee te vervallen.

Doelgroep

Deze richtlijn is geschreven voor alle leden van de beroepsgroepen die betrokken zijn bij de zorg voor patiënten met LRS. De richtlijn is bedoeld voor neurologen, anesthesiologen, radiologen, neurochirurgen, orthopeden, huisartsen, fysiotherapeuten, bedrijfs- en verzekeringsartsen revalidatieartsen, en eventuele andere behandelaars van patiënten zoals Caesar- en Mensendieck therapeuten en ergotherapeuten.

Samenstelling werkgroep

Voor het ontwikkelen van de richtlijn is in 2018 een multidisciplinaire werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van alle relevante specialismen die betrokken zijn bij de zorg voor patiënten met een verdenking lumbosacraal radiculair syndroom (LRS) te maken hebben.

De werkgroepleden zijn door hun beroepsverenigingen gemandateerd voor deelname. De werkgroep is verantwoordelijk voor de integrale tekst van deze richtlijn.

Werkgroep

Dr. R.H. Boerman, neuroloog, werkzaam in Rijnstate, Arnhem, NVN (voorzitter)
Dr. W.J.P. Henneman, radioloog, werkzaam in het Maastricht UMC+, Maastricht, NVvR (vanaf oktober 2019)
Drs. B.A. Brouwer, neuroloog, werkzaam in het Maastricht UMC+, Maastricht, NVN
Drs. J. de Haan, orthopedisch chirurg, werkzaam in het Amphia Ziekenhuis, Breda, NOV
Dr. J.L. Hoving, senior onderzoeker, werkzaam in het Amsterdam UMC, locatie AMC, Amsterdam, NVAB
Dr. E.M. Kingma, AIOS neurologie, werkzaam in het Universitair Medisch Centrum Groningen, Groningen, NVN
Dr. B.C. ter Meulen, neuroloog, werkzaam in het Zaans Medisch Centrum, Zaandam, NVN
Dr. E. de Schepper, huisarts, werkzaam in het Erasmus MC, Rotterdam. NHG
Prof. dr. R.J.E.M. Smeets, hoogleraar Revalidatiegeneeskunde & revalidatiearts, werkzaam in bij de Universiteit Maastricht & CIR Revalidatie, VRA
Dr. J. B. Staal, fysiotherapeut n.p. & senior onderzoeker/epidemioloog, werkzaam in het Radboudumc en de Hogeschool van Arnhem en Nijmegen, Nijmegen, KNGF
Drs. M.A.M.B. Terheggen, anesthesioloog, werkzaam in Rijnstate, Arnhem, NVA
Drs. I.L. Thomassen, patiëntvertegenwoordiger & voorzitter van Samenwerkingsverband Pijnpatiënten naar één stem.
Dr. C.L.A.M. Vleggeert – Lankamp, Neurochirurg, Leids Universitair Medisch Centrum, Leiden, NVvN

Met ondersteuning van

Dr. J. Buddeke, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
Drs. A.A. Lamberts, senior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
Drs. L.H.M. Niesink-Boerboom, literatuurspecialist, Kennisinstituut van de Federatie 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 hieronder. De ondertekende belangenverklaringen zijn op te vragen bij het secretariaat van het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten.

Achternaam werkgroeplid	Hoofdfunctie	Nevenwerkzaamheden	Persoonlijke financiële belangen	Persoonlijke relaties	Extern gefinancierd onderzoek	Intellectuele belangen en reputatie	Overige belangen	Getekend op	Ondernomen actie?
Boerman	neuroloog staflid Rijnstate ziekenhuis	lid tuchtcolleges Groningen, Eindhoven, Amsterdam en Zwolle Voorzitter pijngroep NVN	geen	geen	geen	geen	geen	20-6-2018	Geen actie
Brouwer	Neuroloog afdeling anesthesiologie MUMC+	Lid algemeen bestuur P.A.I.N. (onbetaald)	geen	geen	geen	geen	Afdeling waar WG-lid werkzaam is heeft van Medtronic een Grant ontvangen.	12-6-2018	Geen actie Werkgroeplid zal geen vraag over de organisatie van zorg uitwerken.
Buddeke	Adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten	geen	geen	geen	geen	geen	geen	2018	Geen actie
de Haan	Orthopaedisch chirurg, Amphia breda	geen	geen	geen	geen	geen	geen	5-6-2018	Geen actie
de Schepper	Onderzoeker (UD), huisarts (np), afdeling Huisartsgeneeskunde, Erasmus MC Rotterdam	geen	geen	geen	geen	Promotieonderzoek Beeldvormende diagnostiek	geen	1-5-2018	Geen actie Promotie-onderzoek zorgt juist voor extra expertise.
Henneman	Radiolooog MUMC+, Maastricht	geen	geen	geen	geen	geen	geen	16-12-2019	Geen actie
Hoving	Wetenschappelijk onderzoeker, Coronel Instituut voor Arbeid en Gezondheid, Academisch Medisch Centrum in Amsterdam	geen	geen	geen	geen	Betrokken bij richtlijn Arbeid en rugklachten LRS van de NVAB.	geen	2-7-2018	Geen actie
Kingma	Arts-assistent in opleiding tot neuroloog, Universitair Medisch Centrum Groningen	geen	geen	geen	geen	geen	geen	11-6-2018	Geen actie
Lamberts	Senior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten	Beleidsmedewerker Kwaliteit Nederlandse Vereniging voor Klinische Geriatrie	geen	geen	geen	geen	geen	2014	Geen actie
Smeets	Hoogleraar Revalidatiegeneeskunde, Universiteit Maastricht (0.4 fte) Revalidatiearts, Libra Revalidatie en Audiologie (0.7 fte) tot 1-10-18 Vanaf 1-10-18 CIR 0.6	Eigen bedrijf genaamd RevaXpert; inhuur van mijn expertise voor scholing derden op het gebied van chronische pijn in houding en bewegingsapparaat in de vorm van presentaties, gemiddeld twee keer per jaar. (Betaald) Lid van Wetenschappelijke Advies Raad patientenvereniging de Wervelkolom (Onbetaald)	geen	geen	Niet betrokken bij wetenschappelijk onderzoek dat betrekking heeft op de inhoud van deze richtlijn.	Geen risico op aantasting van intellectuele belangen of reputatie	geen	8-6-2018	Geen actie
Staal	Lector musculoskeletale revalidatie hogeschool, van Arnhem en Nijmegen (0,8 fte), Senior onderzoeker Radboudumc IQ-healthcare (0,2 fte)	-Section editor BMC Musculosceletal disorders (betaald)	geen	geen	geen	geen	geen	14-5-2018	Geen actie
ter Meulen	Neuroloog zaans MC Neuroloog OLVG	Lid Raad van Advies NVvR de Wervelkolom (onbetaald)	geen	geen	geen	Promotieonderzoek naar Wortelblokkades, Amsterdam UMC, locatie Vumc	geen	27-6-2018	Geen actie Promotie-onderzoek zorgt juist voor extra expertise.
Terheggen	Anesthesioloog/pijnspecialist Rijnstate Arnhem/Velp/Zevenaar (1,0 fte)	Specialist-manager Pijncentrum en Acute PijnService Rijnstate (betaald)	geen	Echtgenote is werkzaam bij Pfizer inc. .Geen mogelijke belangen-verstrengeling aangezien Pfizer geen gepatenteerde producten (meer) levert geïndiceerd bij LRS	geen	geen	geen	3-7-2018	Geen actie
Thomassen	Voorzitter Samenwerkingsverband Pijnpatiënten naar één stem (vacatiegelden) Voorzitter Patiëntenvereniging CRPS (vrijwilliger)	geen	geen	geen	geen	geen	geen	19-7-2018	Geen actie
Vleggeert	Neurochirurg LUMC, (1,0 fte) Neurochirurg Spaarne Gasthuis, (0,4 fte)	- Secretaris van de Board van de Cervical Spine Research Society Europe (onbetaald) - Examencommissie faculteit Geneeskunde Leiden, (onbetaald) - Faculty voor Eurospine, (onbetaald) - Faculty voor Spine section EANS, (onbetaald) -Faculty voor CSRS Europe, (onbetaald) -Reviewer verschillende spine tijdschriften, (onbetaald) -Voorzitter commissie communicatie NVvN, (onbetaald) -Lid Kwaliteitscommissie NVvN, (onbetaald)	geen	geen	Onderzoek naar epiduraalinjecties bij sciatica (Ynske Meyesfonds).	geen	geen	25-4-2018	Geen actie Indien er een vraag over epiduraal-injecties in de richtlijn wordt opgenomen zal het betreffende werkgroeplid geen voortrekker zijn.

Inbreng patiëntenperspectief

Er werd aandacht besteed aan het patiëntenperspectief door een afgevaardigde van een patiëntenvereniging plaats te laten nemen in de werkgroep. Tijdens de oriënterende zoekactie werd gezocht op literatuur naar patiëntenperspectief (zie Strategie voor zoeken en selecteren van literatuur). De conceptrichtlijn is tevens voor commentaar voorgelegd aan de Patiëntenfederatie Nederland, het Samenwerkingsverband Pijnpatiënten naar één stem, de Nederlandse Vereniging van Rugpatiënten 'De Wervelkolom' en de Dwarslaesie Organisatie Nederland.

Methode ontwikkeling

Evidence based

Implementatie

In de verschillende fasen van de richtlijnontwikkeling is rekening gehouden met de implementatie van de richtlijnmodules en de praktische uitvoerbaarheid van de aanbevelingen. Daarbij is uitdrukkelijk gelet op factoren die de invoering van de richtlijn in de praktijk kunnen bevorderen of belemmeren. Het implementatieplan is te vinden bij de aanverwante producten.

Werkwijze

AGREE

Deze richtlijn 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), dat een internationaal breed geaccepteerd instrument is. Voor een stap-voor-stap beschrijving hoe een evidence-based richtlijn tot stand komt wordt verwezen naarhet stappenplan Ontwikkeling van Medisch Specialistische Richtlijnen van het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten.

Knelpuntenanalyse

Tijdens de voorbereidende fase inventariseerden de voorzitter van de werkgroep en de adviseur de knelpunten. Tevens zijn er knelpunten aangedragen door verschillende stakeholders tijdens de invitational conference. Een verslag van deze bijeenkomst is opgenomen onder aanverwante producten.

Uitgangsvragen en uitkomstmaten

Op basis van de uitkomsten van de knelpuntenanalyse zijn door de voorzitter en de adviseur conceptuitgangsvragen opgesteld. Deze zijn met de werkgroep besproken waarna de werkgroep de definitieve uitgangsvragen heeft vastgesteld. Vervolgens inventariseerde de werkgroep per uitgangsvraag welke uitkomstmaten voor de patiënt relevant zijn, waarbij zowel naar gewenste als ongewenste effecten werd gekeken. 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.

Strategie voor zoeken en selecteren van literatuur

Er is op 23 januari 2019 oriënterend gezocht naar bestaande buitenlandse richtlijnen en literatuur over patiëntvoorkeuren en patiëntrelevante uitkomstmaten. Voor de afzonderlijke uitgangsvragen is aan de hand van specifieke zoektermen gezocht naar gepubliceerde wetenschappelijke studies in (verschillende) elektronische databases. Tevens werd aanvullend gezocht naar studies aan de hand van de literatuurlijsten van de geselecteerde artikelen. In eerste instantie werd gezocht naar studies met de hoogste mate van bewijs. De werkgroepleden selecteerden de via de zoekactie gevonden artikelen op basis van vooraf opgestelde selectiecriteria. De geselecteerde artikelen werden gebruikt om de uitgangsvraag te beantwoorden. De databases waarin is gezocht, de zoekstrategie en de gehanteerde selectiecriteria zijn te vinden in de module met desbetreffende uitgangsvraag. De zoekstrategie voor de oriënterende zoekactie en patiëntenperspectief zijn opgenomen onder aanverwante producten.

Kwaliteitsbeoordeling individuele studies

Individuele studies werden systematisch beoordeeld, op basis van op voorhand opgestelde methodologische kwaliteitscriteria, om zo het risico op vertekende studieresultaten (risk of bias) te kunnen inschatten. Deze beoordelingen kunt u vinden in de Risk of Bias (RoB) tabellen. De gebruikte RoB instrumenten zijn gevalideerde instrumenten die worden aanbevolen door de Cochrane Collaboration: AMSTAR - voor systematische reviews; Cochrane - voor gerandomiseerd gecontroleerd onderzoek; Newcastle-Ottowa - voor observationeel onderzoek; QUADAS II - voor diagnostisch onderzoek.

Samenvatten van de literatuur

De relevante onderzoeksgegevens van alle geselecteerde artikelen werden overzichtelijk weergegeven in evidencetabellen. De belangrijkste bevindingen uit de literatuur werden beschreven in de samenvatting van de literatuur. Bij een voldoende aantal studies en overeenkomstigheid (homogeniteit) tussen de studies werden de gegevens ook kwantitatief samengevat (meta-analyse) met behulp van Review Manager 5.

Beoordelen van de kracht van het wetenschappelijke bewijs

A) Voor interventievragen (vragen over therapie of screening)

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/).

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 (Schünemann, 2013).

GRADE	Definitie
Hoog	er is hoge zekerheid dat het ware effect van behandeling dichtbij het geschatte effect van behandeling ligt zoals vermeld in de literatuurconclusie; het is zeer onwaarschijnlijk dat de literatuurconclusie verandert wanneer er resultaten van nieuw grootschalig onderzoek aan de literatuuranalyse worden toegevoegd.
Redelijk*	er is redelijke zekerheid dat het ware effect van behandeling dichtbij het geschatte effect van behandeling ligt zoals vermeld in de literatuurconclusie; het is mogelijk dat de conclusie verandert wanneer er resultaten van nieuw grootschalig onderzoek aan de literatuuranalyse worden toegevoegd.
Laag	er is lage zekerheid dat het ware effect van behandeling dichtbij het geschatte effect van behandeling ligt zoals vermeld in de literatuurconclusie; er is een reële kans dat de conclusie verandert wanneer er resultaten van nieuw grootschalig onderzoek aan de literatuuranalyse worden toegevoegd.
Zeer laag	er is zeer lage zekerheid dat het ware effect van behandeling dichtbij het geschatte effect van behandeling ligt zoals vermeld in de literatuurconclusie; de literatuurconclusie is zeer onzeker.

*in 2017 heeft het Dutch GRADE Network bepaalt dat de voorkeursformulering voor de op een na hoogste gradering ‘redelijk’ is in plaats van ‘matig’

B) Voor vragen over diagnostische tests, schade of bijwerkingen, etiologie en prognose

De kracht van het wetenschappelijke bewijs werd eveneens bepaald volgens de GRADE-methode: GRADE-diagnostiek voor diagnostische vragen (Schünemann, 2008) en een generieke GRADE-methode voor vragen over schade of bijwerkingen, etiologie en prognose. In de gehanteerde generieke GRADE-methode werden de basisprincipes van de GRADE-methodiek toegepast: het benoemen en prioriteren van de klinisch (patiënt) relevante uitkomstmaten, een systematische review per uitkomstmaat, en een beoordeling van bewijskracht op basis van de vijf GRADE-criteria (startpunt hoog; downgraden voor risk of bias, inconsistentie, indirectheid, imprecisie, en publicatiebias).

Formuleren van de conclusies

Voor elke relevante uitkomstmaat werd het wetenschappelijk bewijs samengevat in een of meerdere literatuurconclusies waarbij het niveau van bewijs werd bepaald volgens de GRADE-methodiek. De werkgroepleden maakten de balans op van elke interventie (overall conclusie). Bij het opmaken van de balans werden de gunstige en ongunstige effecten voor de patiënt afgewogen. De overall bewijskracht wordt bepaald door de laagste bewijskracht gevonden bij een van de cruciale uitkomstmaten. Bij complexe besluitvorming waarin naast de conclusies uit de systematische literatuuranalyse vele aanvullende argumenten (overwegingen) een rol spelen, werd afgezien van een overall conclusie. In dat geval werden de gunstige en ongunstige effecten van de interventies samen met alle aanvullende argumenten gewogen onder het kopje 'Overwegingen'.

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 de expertise van de werkgroepleden, de waarden en voorkeuren van de patiënt (patient values and preferences), kosten, beschikbaarheid van voorzieningen en organisatorische zaken. Deze aspecten worden, voor zover geen onderdeel van de literatuursamenvatting, vermeld en beoordeeld (gewogen) onder het kopje ‘Overwegingen’.

Formuleren van aanbevelingen

De aanbevelingen geven antwoord op de uitgangsvraag en zijn gebaseerd op het beschikbare wetenschappelijke bewijs en de belangrijkste overwegingen, en een weging van de gunstige en ongunstige effecten van de relevante interventies. De kracht van het wetenschappelijk bewijs en het gewicht dat door de werkgroep wordt toegekend aan de overwegingen, bepalen samen de sterkte van de aanbeveling. Conform de GRADE-methodiek sluit een lage bewijskracht van conclusies in de systematische literatuuranalyse een sterke aanbeveling niet a priori uit, en zijn bij een hoge bewijskracht ook zwakke aanbevelingen mogelijk. De sterkte van de aanbeveling wordt altijd bepaald door weging van alle relevante argumenten tezamen.

Randvoorwaarden (Organisatie van zorg)

In de knelpuntenanalyse en bij de ontwikkeling van de richtlijn is expliciet rekening gehouden met de organisatie van zorg: alle aspecten die randvoorwaardelijk zijn voor het verlenen van zorg (zoals coördinatie, communicatie, (financiële) middelen, menskracht en infrastructuur). Randvoorwaarden die relevant zijn voor het beantwoorden van een specifieke uitgangsvraag maken onderdeel uit van de overwegingen bij de bewuste uitgangsvraag. Meer algemene, overkoepelende, of bijkomende aspecten van de organisatie van zorg worden behandeld in de module Randvoorwaarden conservatief en in de module Randvoorwaarden chirurgische ingreep.

Kennislacunes

Tijdens de ontwikkeling van deze richtlijn is systematisch gezocht naar onderzoek waarvan de resultaten bijdragen aan een antwoord op de uitgangsvragen. Bij elke uitgangsvraag is door de werkgroep nagegaan of er (aanvullend) wetenschappelijk onderzoek gewenst is om de uitgangsvraag te kunnen beantwoorden. Een overzicht van de onderwerpen waarvoor (aanvullend) wetenschappelijk van belang wordt geacht, is als aanbeveling in de Kennislacunes beschreven (onder aanverwante producten).

Commentaar- en autorisatiefase

De conceptrichtlijn 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 conceptrichtlijn aangepast en definitief vastgesteld door de werkgroep. De definitieve richtlijn werd aan de deelnemende (wetenschappelijke) verenigingen en (patiënt) organisaties voorgelegd voor autorisatie en door hen geautoriseerd dan wel geaccordeerd.

Literatuur

Brouwers, M. C., Kho, M. E., Browman, G. P., Burgers, J. S., Cluzeau, F., Feder, G., ... & Littlejohns, P. (2010). AGREE II: advancing guideline development, reporting and evaluation in health care. Canadian Medical Association Journal, 182(18), E839-E842.

Medisch Specialistische Richtlijnen 2.0 (2012). Adviescommissie Richtlijnen van de Raad Kwalitieit. https://richtlijnendatabase.nl/over_deze_site/richtlijnontwikkeling.html

Ontwikkeling van Medisch Specialistische Richtlijnen: stappenplan. Kennisinstituut van Medisch Specialisten.

Schünemann H, Brożek J, Guyatt G, et al. GRADE handbook for grading quality of evidence and strength of recommendations. Updated October 2013. The GRADE Working Group, 2013. Available from http://gdt.guidelinedevelopment.org/central_prod/_design/client/handbook/handbook.html.

Schünemann, H. J., Oxman, A. D., Brozek, J., Glasziou, P., Jaeschke, R., Vist, G. E., ... & Bossuyt, P. (2008). Rating Quality of Evidence and Strength of Recommendations: GRADE: Grading quality of evidence and strength of recommendations for diagnostic tests and strategies. BMJ: British Medical Journal, 336(7653), 1106.

Wessels, M., Hielkema, L., & van der Weijden, T. (2016). How to identify existing literature on patients' knowledge, views, and values: the development of a validated search filter. Journal of the Medical Library Association: JMLA, 104(4), 320.

Zoekverantwoording

Zoekacties zijn opvraagbaar. Neem hiervoor contact op met de Richtlijnendatabase.

Richtlijnendatabase

Lumbosacraal Radiculair Syndroom (LRS)

Lumbosacraal Radiculair Syndroom (LRS)

Epidurale steroïdinjecties bij LRS

Uitgangsvraag

Aanbeveling

Overwegingen

Onderbouwing

Achtergrond

Conclusies

Samenvatting literatuur

Zoeken en selecteren

Referenties

Evidence tabellen

Verantwoording

Autorisatiedatum en geldigheid

Initiatief en autorisatie

Algemene gegevens

Doel en doelgroep

Samenstelling werkgroep

Belangenverklaringen

Inbreng patiëntenperspectief

Methode ontwikkeling

Implementatie

Werkwijze

Zoekverantwoording

Bijlagen