Mannelijke niet-neurogene LUTS

Initiatief: NVU Aantal modules: 9

Terugverwijzing naar huisarts bij LUTS

Uitgangsvraag

Welke patiënten met LUTS kunnen na het instellen van een conservatieve behandeling terugverwezen worden naar de huisarts?

Aanbeveling

Streef om na uitleg en geruststelling over de aard en het beloop van de aandoening, bij patiënten met LUTS het verdere verloop van zonder vooraf afgesproken controlemomenten te volgen (af te wachten) en/of over te dragen aan de huisarts, indien patiënten voldoen aan de volgende criteria:

  • geen significante aandoeningen of polyfarmacie
  • prostaatvolume <40 gram
  • een maximale kracht van de plasstraal >10 ml/s
  • een residu <150 ml
  • een symptoomscore IPSS <±15 tijdens behandeling.

Overwegingen

De uitgangsvraag kan niet beantwoord worden op basis van specifiek onderzoek. Op basis van het gepubliceerde klinische en het farmaco-epidemiologische onderzoek is een schatting van de incidentie van falen van medicamenteuze behandeling gemaakt. Voor de eerste lijn lijkt de kans op acute retentie relevant. Voor de incidentie van problemen, met name acute retentie bij onbehandelde mannen als voor deze incidentie bij mannen met LUTS, al of niet behandeld, is echter nauwelijks specifiek betrouwbaar onderzoek beschikbaar. Over de incidentie van acute urineretentie in de huisartspraktijk zijn geen goede gegevens bekend. Of de patienten in de huisartspraktijk met acute retentie al onder behandeling waren voor mictieklachten, bij de huisarts of in de tweede lijn, of niet is nog minder bekend. Onderzoek, hier boven aangehaald laat zin dat behandeling van symptomatisch mannen de kans op urineretentie verminderd. Per huisartspraktijk zijn ruw geschat ongeveer 250-300 oudere mannen. In het Boxmeer onderzoek werd gezien dat 9% van deze mannen (±25 personen) meldden de huisarts te hebben bezocht. De incidentie vanacute retentie –in deze groep met symptomen- is dus enigszins te voorspellen als ±1 per jaar per huisartspraktijk. Op basis van bovenstaand onderzoek wordt deze incidentie door behandeling dus nog gereduceerd. Het lijkt niet nodig om vanwege onverantwoord toenemende belasting voor de eerstelijns-zorg, mannen met LUTS die tot tevredenheid medicamenteuze behandeling voor hun LUTS hebben en -verder ook- niet tot een van de risico categorieën behoren, in de tweedelijns-zorg te houden.

 

De werkgroep geeft, op basis van de informatie samengevat uit de hierboven staande publicaties een indicatie van wat een patiënt met LUTS en BPE gering risico op retentie zou kunnen zijn: een patiënt zonder significante nevenaandoeningen of polyfarmacie, met een prostaatvolume <40 tot 45 gram; met een maximale kracht van de plasstraal >10 à 11 ml/s en een residu <150 ml en een symptoomscore IPSS <±15 tijdens behandeling, na uitleg en geruststelling over de aard en het beloop van de aandoening.

Onderbouwing

Mannen worden naar de uroloog verwezen, gewoonlijk door de huisarts, op basis van de NHG standaard Mictieklachten bij mannen. Bij een deel van deze mannen start de uroloog met medicamenteuze behandeling. Bij een ander deel wordt de medicamenteuze behandeling gewijzigd. Het effect hiervan wordt door de uroloog geëvalueerd. Een deel van de mannen zou vervolgens niet onder urologische controle hoeven te blijven. De incidentie van acute retentie, als belangrijkste calamiteit, bij niet verwezen mannen >45 jaar is ongeveer 3 per 1000/jaar (Cathcart, 2006; Jacobsen, 1997; Meigs, 1999; Verhamme, 2005).

 

De werkgroep heeft geen aanwijzingen dat de eerstelijnszorg voor mannen met een acute retentie tekortschiet. De incidentie van acute retentie in een sub-cohort van mannen met LUTS wordt echter ongeveer elf maal hoger geschat (Verhamme, 2005). De werkgroep heeft daarom besloten te analyseren wat de incidentie van acute retentie of significante verergering van de LUTS is bij patiënten die medicamenteus behandeld worden voor LUTS. Als die incidentie ‘acceptabel laag’ is heeft het terugverwijzen naar de huisartsgeneeskundige monitoring niet een onredelijke verzwaring van het eerstelijns takenpakket tot gevolg.

 

In de groep mannen met LUTS en medicamenteuze behandeling bestaan verschillende cohorten, waarin verschil in risico op verergering plausibel (face valide) is; bijvoorbeeld mannen met een relatief grote prostaat, meer (last van) symptomen, relatief oudere mannen, relatief ineffectieve mictie. Deze ‘risicofactoren’ zijn door de werkgroep onderzocht. Gewoonlijk is acute urineretentie of significante verergering van de LUTS de belangrijkste reden om over te gaan tot chirurgische behandeling. Op basis van deze overwegingen werd daarom de volgende zoekvraag gesteld: ‘Welke factoren voorspellen de kans dat een man met LUTS die met conservatieve (medicamenteuze) therapie is gestart binnen een jaar toch in aanmerking komt voor een operatieve behandeling?’ Op basis van dit verzamelde bewijs zal de werkgroep aanbevelingen formuleren voor zorgvuldige en selectieve terugverwijzing naar de eerstelijnszorg van mannen met LUTS die medicamenteus worden behandeld.

B

EBRO

Het is aangetoond dat de incidentie van klinisch relevant geachte toename van symptomen of acute urineretentie van mannen met LUTS, waarvan de behandeling met medicatie is ingesteld door de uroloog, ongeveer 5 tot 6% per jaar is.

 

De gemiddelde incidentie van klinisch relevant geachte toename van symptomen of van acute urineretentie van mannen met LUTS die behandeld worden met medicijnen in de eerste jaren na start van de behandeling is relatief hoger dan de verwachte incidentie in de algemene bevolking (mannen >45 jaar) en hangt samen met frequenter bezoek aan de specialist.

 

Bronnen (Akino, 2007; Hirayama, 2015; Hong, 2010; Issa, 2007; Masumori, 2013; Mishriki, 2013; Souverein, 2003)

 

C

EBRO

Er zijn aanwijzingen dat de volgende factoren zijn gerelateerd aan de kans dat een patiënt die medicamenteus wordt behandeld voor zijn LUTS-klachten, binnen ongeveer een jaar een desobstruerende ingreep zal ondergaan:

  • de IPSS (hoe hoger, hoe groter het risico op operatie);
  • ervaren hinderlijkheid van de klachten (hoe groter, hoe groter het risico op operatie);
  • prostaatvolume (hoe groter, hoe groter het risico op operatie);
  • de Qmax (hoe lager, hoe groter het risico op operatie);
  • prostaat protrusie in de blaas (hoe groter, hoe groter het risico op operatie);
  • aantal LUTS-gerelateerde doktersbezoeken (hoe meer, hoe groter het risico op operatie);
  • behandeling met een alfablokker (grotere risico op operatie in vergelijking met een behandeling met een 5-alfa-reductaseremmer).

 

Bronnen (Akino, 2007; Hirayama, 2015; Hong, 2010; Issa, 2007; Masumori, 2013; Mishriki, 2013; Souverein, 2003)

 

C

EBRO

De volgende factoren zijn gerelateerd aan de kans dat een patiënt die medicamenteus wordt behandeld voor zijn LUTS-klachten, binnen ongeveer een jaar een klinisch relevant geachte toename van symptomen ervaart:

  • de IPSS (hoe hoger, hoe groter het risico op falen behandeling);
  • hinderlijkheid van de klachten (hoe groter, hoe groter het risico op operatie);
  • prostaatvolume (hoe groter, hoe groter het risico op falen behandeling);
  • residu in de blaas na mictie (hoe groter, hoe groter het risico op falen behandeling);
  • de Qmax (hoe lager, hoe groter het risico op falen behandeling).

 

Bronnen (Hong, 2010; Masumori, 2013; Mishriki, 2012)

 

C

EBRO

De volgende factoren zijn gerelateerd aan de kans dat een patiënt die medicamenteus wordt behandeld voor zijn LUTS-klachten, binnen ongeveer een jaar een acute urineretentie zal krijgen:

  • aantal LUTS-gerelateerde doktersbezoeken (hoe meer, hoe groter het risico op urineretentie);
  • behandeling met dutasteride (lager risico op urineretentie in vergelijking met een behandeling met finasteride).

 

Bronnen (Issa, 2007)

Beschrijving studies

Er werden zeven observationele studies geïncludeerd in de literatuuranalyse. Drie papers bestudeerden de kans op desobstruerende ingreep plus risicofactoren na starten van medicamenteuze therapie bij gebruik van enkel alfablokkers (Akino, 2007; Hong, 2010; Masumori, 2013), één artikel keek naar het gebruik van een combinatie van alfablokkers en 5-alfa-reductaseremmers (Hirayama, 2015), en één studie bestudeerde enkel 5-alfa-reductaseremmers (Issa, 2007). Eén artikel vergeleek de kans op een desobstruerende ingreep (plus risicofactoren) na het starten van enkel alfablokkers versus het starten van 5-alfa-reductaseremmers (Souverein, 2003). Een studie bestudeerde alle medicamenteuze therapie (voorgeschreven op basis van klinische expertise van de behandelaar) voor LUTS samen (Mishriki, 2012).

 

Alfablokkers: tamsulosine

Akino (2008) rapporteerde een prospectieve observationele studie, die bestudeerde of het blaasvolume (geschat door middel van echografie met een berekening op basis van de gemiddelde blaaswanddikte) de kans op een desobstruerende ingreep in de toekomst zou voorspellen. Er werden 97 patiënten geïncludeerd, die allen tamsulosine gebruikten (dosering werd niet gerapporteerd). Naast het blaasvolume werden ook andere patiënteigenschappen bij start van de studie vastgelegd, zoals de LUTS-IPSS-score, uroflowmetrie, postmictionele residu, en echoscopisch prostaatvolume. Patiënten kregen een intensieve follow-up (tussen tweewekelijks en één- tot driemaandelijks). De keuze om over te gaan tot een operatieve behandeling werd in overleg met de patiënt genomen en was afhankelijk van de ernst van de klachten en de resultaten van aanvullend onderzoek in de follow-up (zoals hierboven). De patiënten werden tot 90 maanden na start van de studie gevolgd (mediane follow-up tijd werd niet vermeld, maar ligt op basis van Figuur 2 van het artikel op ca 25 maanden).

 

In een prospectieve observationele studie in 112 patiënten van Masumori (2013) waarin de effecten van behandeling met tamsulosine (0,2 mg/dag) gedurende vijf jaar werden bestudeerd werd ook onderzocht welke factoren het risico op het falen van de behandeling (met als gevolg stoppen behandeling, operatie of overstappen op een andere alfablokker) of overgaan tot een desobstruerende ingreep beïnvloedden. Alle geïncludeerde patiënten waren 50 jaar of ouder en hadden initieel een IPSS ≥8. De volgende variabelen werden bestudeerd als mogelijke voorspellers van operatierisico of falen van behandeling in het algemeen: de IPSS, de benigne prostaat hyperplasie (BPH) impact index (een specifieke QoL-maat), de kwaliteit van leven, prostaatvolume en postmictionele residu. Er werd niet duidelijk vermeld hoe de keuze om over te gaan tot een operatieve behandeling werd gemaakt.

 

Alfablokkers: overigen

Hong (2010) beschreef een retrospectieve observationeel cohort van 129 patiënten, waarin post-hoc de risicofactoren voor falen van medicamenteuze therapie leidend tot een desobstruerende ingreep werd vergeleken met de karakteristieken van mannen die minstens zes maanden succesvolle behandeling met een alfablokker (stofnaam en dosering werd niet gespecificeerd) hadden. Prostaatvolume (transrectale echografie), PSA, maximale flow (Qmax), IPSS en postmictionele residu werden bestudeerd als mogelijke voorspellers van overgaan tot operatie vanwege falen van medicamenteuze therapie. Er werd in dit cohort besloten om over te gaan tot een operatie, (gedefinieerd als ‘falen van medicamenteuze therapie’) als acute urineretentie optrad, of als de klachten van de patiënt verergerden.

 

Alfablokkers plus 5-alfa-reductaseremmers

Hirayama (2015) beschreef een retrospectieve observationele studie, waarin de factoren werden onderzocht die de kans op een desobstruerende ingreep vergrootten, na starten van medicamenteuze combinatietherapie bij mannen met LUTS. Er werden in totaal 218 patiënten geïncludeerd, terwijl zij medicamenteus werden behandeld met een alfablokker (soort en dosis worden niet vermeld) en dutasteride 0,5 mg/dag. Leeftijd, prostaat volume, PSA, alle uroflowmetrie parameters, alle IPSS parameters, de kwaliteit van leven en de intravesicale prostaat protrusie (IPP) (uitpuilen van prostaat (-midden) kwab in de blaas) werden bestudeerd in relatie tot operatie-risico. Er was in deze serie overgegaan tot een operatieve behandeling bij een acute urineretentie, of indien minstens twee van de volgende factoren aanwezig waren: 1) IPSS-score ≥20, 2) kwaliteit van leven (QOL) index van 5 of 6 punten, 3) Qmax <5 ml/s of residu ≥100 ml, 4) prostaatvolume ≥50 ml. De patiënten werden gedurende 6 maanden gevolgd.

 

Alfablokkers versus 5-alfa-reductaseremmers

Souverein (2003) analyseerde in een retrospectieve database analyse de kans op progressie tot een desobstruerende ingreep. In een database van farmacologische gegevens werden patiënten die (minimaal één voorschrift van) een alfablokker kregen vergeleken met patiënten die een 5-alfa-reductaseremmer voorgeschreven kregen. Er werden 5.671 dossiers geïncludeerd, van patiënten die een alfablokker kregen (N=4.841) en 831 van patiënten die een 5-alfa-reductaseremmer kregen voorgeschreven. In de database werd vanaf minstens één jaar tot tien jaar in totaal later naar ‘operatiecodes’ gezocht. Het risico op overgaan tot operatie in de alfablokker versus de 5-alfa-reductaseremmer-groep werd gecorrigeerd voor leeftijd, jaartal, type behandelaar die het medicijn voorschreef en de ‘chronic disease score’. Hoe de keuze om over te gaan tot een operatieve behandeling werd gemaakt was in deze database niet beschikbaar. De studie werd gesponsord door een farmaceutisch bedrijf.

 

5-Alfa-reductaseremmers

Issa (2007) beschreef in een retrospectieve database studie met 1992 LUTS-patiënten ouder dan 50 jaar, die met dutasteride (0,5 mg/dag N=366) of finasteride (5 mg/dag N=1.626) werden behandeld, welke patiënteigenschappen het risico op acute urineretentie (AUR) of uiteindelijk een desobstruerende ingreep vergrootten. De volgende variabelen werden bestudeerd als mogelijke voorspellers van AUR operatie-risico: leeftijd, type 5-alfareductaseremmer, stadium van BPH, Charlson comorbiditeits index, aantal alfablokker recepten in het verleden, aantal artsbezoeken gerelateerd aan LUTS, hematurie, en nierstenen. Er werd niet duidelijk vermeld hoe de keuze om over te gaan tot een operatieve behandeling werd gemaakt. Patiënten werden gedurende twaalf maanden gevolgd.

 

Diverse medicamenteuze behandeling van LUTS

Mishriki (2013) beschreef een studie waarin de lange-termijn effectiviteit van medicamenteuze behandeling van LUTS werd geëvalueerd. Er werden 178 patiënten met LUTS die medicamenteuze behandeling kregen, geïncludeerd. Dit was 39% van de in twee jaar naar deze kliniek verwezen groep mannen. De andere 61% werd ‘direct’ na verwijzing geopereerd. Het studie cohort werd prospectief gedurende maximaal twaalf jaar (mediaan acht jaar) gevolgd, nadat zij gestart waren een alfablokker, 5-alfareductaseremmer of een combinatie van de twee (afhankelijk van de keuze van de behandelaar). Falen van behandeling werd gedefinieerd als het overgaan tot een operatieve ingreep. De volgende variabelen werden bestudeerd als mogelijke voorspellers van operatierisico: leeftijd, Qmax, mictieresidu, prostaatvolume, IPSS, kwaliteit van leven (QoL-score) en de Bother-score. Een operatie werd aan de patiënten aangeboden wanneer de LUTS verergerden ondanks medicamenteuze behandeling.

 

Resultaten

Alfablokkers: tamsulosine

Akino (2008) rapporteerde dat gedurende de studieperiode 37/97 (38%) patiënten uiteindelijk een desobstruerende ingreep ondergingen. Na tien maanden ging het om (inschatting op basis van Figuur 2 van het artikel) 11/97 (12%) mannen. De factoren die het risico op een operatie gedurende de studietijd vergrootten waren: een prostaatvolume ≥35g (Hazard ratio (HR) 2,3, 95% CI: 1,0 tot 5,4, p=0.048) en een IPSS-score ≥20 (HR: 2,6, 95% CI: 1,3 tot 5,3, p=0.005).

 

Masumori (2010) vermeldde dat na vijf jaar 12/112 (11%) van de patiënten overgingen tot een operatieve behandeling. Hoeveel mensen binnen één jaar na start tamsulosine werden geopereerd, werd niet vermeld. De factor die het risico op een operatie gedurende de studietijd vergrootte was: prostaatvolume (p=0,004, overige data niet vermeld). In totaal trad falen van medicamenteuze behandeling op in 28/112 (25%) van de patiënten. De factoren die het risico op het falen van de behandeling met de alfablokker vergrootten waren prostaatvolume (p=0,055, overige data niet vermeld) en mictieresidu (p=0,03, overige data niet vermeld). De werkgroep deduceert dat de incidentie van relevante events in deze studie gemiddeld ≈6% per jaar is geweest.

 

Alfablokkers: overigen

Hong (2010) toonde aan dat 54/129 (42%) patiënten uiteindelijk overgingen tot een operatie (ook wel gedefinieerd als falen van medicamenteuze behandeling), 32 (24%) door een acute urineretentie en 22 (17%) door verergering van klachten. In een multivariate regressieanalyse werden de IPSS (p<0,001) en de prostaatvolume (p=0,015) geïdentificeerd als significant gerelateerd aan een verhoogd operatierisico. De IPSS was de sterkste voorspeller met een oppervlakte onder de curve (AUC) van 0,9 (95% CI: 0,8 tot 0,9); gevolgd door de prostaatvolume (AUC: 0,7, 95% CI: 0,7 tot 0,8) en de PSA (AUC: 0,7, 95% CI: 0,6 tot 0,8). De incidentie van relevante events in deze studie was 42%.

 

Alfablokkers plus 5-alfa-reductaseremmers

Hirayama (2015) beschreef dat 46/218 (incidentie 21%) gedurende het onderzoek een desobstruerende ingreep ondergingen. Op dat moment had de geopereerde patiënt gemiddeld elf maanden van medicamenteuze combinatietherapie achter de rug. De belangrijkste voorspellers van de kans om over te gaan tot operatie waren: de totale IPSS (OR: 1,1, p=0,011) en de IPP (OR: 1,17, p<0,001). Leeftijd, prostaatvolume en PSA bleken geen significante voorspellers te zijn in de multivariate analyse.

 

Alfablokkers versus 5-alfa-reductaseremmers

Souverein (2003) rapporteerde dat 109/831 (13%) van de 5-alfa-reductaseremmer gebruikers en 750/4840 (16%) van de alfablokker gebruikers gedurende de follow-up overgingen tot een desobstruerende ingreep. Het risico om over te gaan tot operatie was hoger in de alfablokker groep (HR: 1,5, 95% CI: 1,2 tot 1.9) in vergelijking met de 5-alfa-reductaseremmer groep. De gemiddelde jaarlijkse incidentie van events in deze studie met tien jaar follow-up dus laag gebleken: 1,5%.

 

5-Alfa-reductaseremmers

Issa (2007) rapporteerde dat 150-365 dagen na start behandeling 1,4% van de dutasteride patiënten en 3,4% van de finasteride-patiënten een desobstruerende ingreep had ondergaan (p=0,07). De belangrijkste voorspellers van de kans om over te gaan tot operatie waren: leeftijd ouder dan 65 jaar (HR: 0,4, 95% CI: 0,2 tot 0,7, p=0,004) en aantal LUTS-gerelateerde doktersbezoeken (HR: 1,5, 95% CI: 1,4 tot 1,7, p<0,001). Gebruik van dutasteride, BPH-stadium, comorbiditeit, alfablokker gebruik, hematurie of nierstenen waren geen significante voorspellers van de kans om over te gaan tot operatie). Daarnaast ontwikkelden 150-365 dagen na start behandeling 5,3% van de dutasteride patiënten en 8,3% van de finasteride patiënten AUR. De belangrijkste voorspellers voor het ontstaan van AUR waren: dutasteride gebruik (HR: 0,5; 95% CI: 0,3 tot 0,9, p=0,02) en aantal LUTS-gerelateerde doktersbezoeken (HR: 1,3, 95% CI: 1,1 tot 1,4, p<0,001). De ‘overall-incidentie’ van events in beide groepen samen was hier dus ≈10%.

 

Diverse medicamenteuze behandeling van LUTS

Mishriki (2013) rapporteerde dat gedurende twaalf jaar 50/178 (28%) mannen een desobstruerende ingreep ondergingen, waarbij 36 (20%) binnen de eerste drie jaar, een (door de werkgroep) geschatte gemiddelde jaarlijkse incidentie van ≈7%. De significante voorspellers van de kans om over te gaan tot operatie waren: Qmax >15 ml/s (HR: 3,4, 95% CI: 1,7 tot 5,6, p<0,001) en Bother-score >13 (HR: 2,4, 95% CI: 1,3 tot 4,4, p=0,005).

 

De spreiding van opgegeven incidentie van AUR of klinisch belangrijke toename van klachten (leidend tot operatieve interventie) is groot. De hoogste incidenties worden gevonden in de single-center retrospectieve series, waar patiënten onder behandeling van de uroloog zijn gebleven. In geen van de series werd goed aangegeven hoe en op basis waarvan de beslissing tot operatie werd genomen. Opvallend is dat de geneesmiddelendatabases een veel lagere incidentie van interventies laten zien, maar positief gerelateerd aan het aantal doktersbezoeken. Als alle patiënten in deze studies worden opgeteld (N=8.199) is de ‘overall jaarlijkse incidentie’ van relevante gebeurtenissen (N=423) in deze studies ongeveer 5,2%. De verschillende studies laten een redelijk consistent beeld zien van de riscofactoren.

 

Bewijskracht van de literatuur

Omdat hier sprake was van een prognostische vraag, was het niet mogelijk om de GRADE-methodiek toe te passen, maar werd de EBRO-methodiek gebruikt.

 

Tabel 1 Beschrijving EBRO-graderingsmethodiek voor diagnostische en prognostische studies

Bewijs niveau

Diagnostisch accuratesse onderzoek

Schade of bijwerkingen, etiologie, prognose

A1

Systematische review/ meta-analyse van tenminste twee onafhankelijk van elkaar uitgevoerde onderzoeken van A2-niveau

A2

Onderzoek ten opzichte van een referentietest (gouden standaard) met tevoren gedefinieerde afkapwaarden en onafhankelijke beoordeling van resultaten, met voldoende grote serie van opeenvolgende patiënten die allen de index- en referentietest hebben gehad

Prospectief cohortonderzoek van voldoende omvang en follow-up, waarbij adequaat gecontroleerd is voor confounding en selectieve follow-up voldoende is uitgesloten.

B

Onderzoek ten opzichte van een referentietest, maar niet met alle kenmerken die onder A2 zijn genoemd

Prospectief cohortonderzoek, maar niet met alle kenmerken als genoemd onder A2 of retrospectief cohortonderzoek of patiëntcontrole onderzoek

C

Niet-vergelijkend onderzoek

D

Mening van deskundigen

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

Welke risicofactoren voorspellen de kans dat een man met LUTS die met conservatieve therapie is gestart binnen een jaar toch in aanmerking komt voor een operatieve behandeling?

 

P(atiëntcategorie) mannen met LUTS die medicamenteuze behandeling hiervoor starten (in de tweede lijn)

I(nterventie) risicofactoren (bijvoorbeeld: leeftijd, IPSS, postmictionele residu, resultaten UDO, mobiliteit, overige medicatie, comorbiditeit)

C(omparator) afwezigheid van de hierboven beschreven risicofactoren

O(utcome) indicatie voor operatieve behandeling van LUTS binnen twaalf maanden, falen van medicamenteuze behandeling, acute urineretentie

 

 

Relevante uitkomstmaten

De werkgroep achtte de indicatie voor operatieve behandeling van LUTS binnen twaalf maanden een voor de besluitvorming kritieke uitkomstmaat.

 

Zoeken en selecteren (Methode)

In de databases Medline (via OVID), Embase (via Embase.com) en de Cochrane Library (via Wiley) is met relevante zoektermen gezocht naar systematische reviews, randomized controlled trials (RCT’s) en observationele studies op 25 april 2016. De zoekverantwoording is weergegeven onder het tabblad Verantwoording. De literatuurzoekactie leverde 285 treffers op. Studies werden geselecteerd op grond van de volgende selectiecriteria:

  • systematische review of origineel onderzoek;
  • patiëntencategorie: Mannen die zich met LUTS bij de uroloog hadden gepresenteerd en bij wie de diagnose niet-neurogene LUTS is gesteld;
  • (interventie):een conservatieve behandeling (expectatief, leefstijladviezen of medicamenteus) werd ingesteld;
  • uitkomst: In de studie werd beschreven hoe groot de kans was dat deze patiënten binnen twaalf maanden toch een operatieve behandeling kregen voor de LUTS, of dat de medicamenteuze behandeling faalde binnen twaalf maanden en of er binnen twaalf maanden acute urineretentie optrad;
  • voor de comparator was relevant dat er in de studie beschreven werd welke risicofactoren de kans op de operatie-indicatie vergrootten, met een multivariate analyse (ofwel gecorrigeerd voor confounders).

 

Op basis van titel en abstract werden in eerste instantie 61 studies voorgeselecteerd. Na raadpleging van de volledige tekst, werden vervolgens 54 studies geëxcludeerd (zie exclusietabel onder het tabblad Verantwoording), en 7 studies definitief geselecteerd.

 

Zeven onderzoeken zijn opgenomen in de literatuuranalyse. De belangrijkste studiekarakteristieken en resultaten zijn opgenomen in de evidence-tabellen. De beoordeling van de individuele studieopzet (risk of bias) is opgenomen in de risk of bias tabellen.

  1. Akino H, Maekawa M, Nakai M, et al. Ultrasound-Estimated Bladder Weight Predicts Risk of Surgery for Benign Prostatic Hyperplasia in Men Using a-Adrenoceptor Blocker for LUTS. Urology. 2008;72(4):817-820.
  2. Cathcart P, Van der Meulen J, Armitage J., et al. Incidence of primary and recurrent acute urinary retention between 1998 and 2003 in England. J Urol. 176(1):200-204.
  3. Hirayama K, Masui K, Hamada A, et al. Evaluation of intravesical prostatic protrusion as a predictor of dutasteride-resistant lower urinary tract symptoms/benign prostatic enlargement with a high likelihood of surgical intervention. Urology. 2015;86(3):565-569.
  4. Hong KP, Byun YJ, Yoon H, et al. Prospective factor analysis of alfa blocker monotherapy failure in benign prostatic hyperplasia. Korean Journal of Urology. 2010:51(7):488-491.
  5. Jacobsen SJ, Jacobson DJ, Girman CJ, et al. Natural history of prostatism: risk factors for acute urinary retention. J Urol. 1997;158;481-487.
  6. Masumori N, Tsukamoto T, Horita H, et al. a1-blocker tamsulosin as initial treatment for patients with benign prostatic hyperplasia: 5-year outcome analysis of a prospective multicenter study. Int J Urol. 2013;20(4):421-428.
  7. Meigs JB, Barry MJ, Giovannucci E, et al. Incidence rates and risk factors for acute urinary retention: the Health Professionals Followup Study. J Urol. 1999;162:376.
  8. Mishriki SF, Aboumarzouk O, Graham JT, et al. Baseline symptom score and flow rate can predict failure of medical treatment of lower urinary tract symptoms: prospective 12-year follow-up study. Urology. 2013;81(2):390-395.
  9. Souverein PC, Erkens JA, de la Rosette JJ, et al. Drug treatment of benign prostatic hyperplasia and hospital admission for BPH-related surgery. Eur Urol. 2003;43(5):528-34.
  10. Verhamme KM, Dieleman JP, Van Wijk MA, et al. Low incidence of acute urinary retention in the general male population: the triumph poject. Eur Urol. 2005;47:494-498.

Tabel Exclusie na het lezen van het volledige artikel

Auteur en jaartal

Redenen van exclusie

Agha, 1995

Artikel is niet gevonden

Bahia, 2012

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Bates, 2003

Het is onduidelijk of alle patiënten uit de populatie medicamenteuze behandeling voor LUTS ondergingen.

Brookes, 2003

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Bulut, 2014

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Choi, 2012

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Chung, 2012

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten (of stoppen) met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

De Nunzio, 2003

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten (of stoppen) met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Desgranchamps, 2006

Populatie bestaat uit mannen dat een TWOC heeft gehad en vervolgens start met medicamenteuze behandeling.

Djavan, 2004

Narrative review, geen originele paper.

Djavan, 2004_b

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Emberton, 2004

Follow-up slechts 6 maanden, het ondergaan van een desobstruerende ingreep wordt niet als een aparte uitkomst variabele gemeten (wel een combinatie uitkomst van acute urineretentie / desobstruerende ingreep).

Emberton, 2008

Systematische review, echter de studieresultaten zijn niet poolbaar, geen toegevoegde waarde bovenop de apart geïncludeerde studies.

Erickson, 2014

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten (of stoppen) met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Fitzpatrick, 2012

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten (of stoppen) met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Gittelman, 2005

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Greco, 2008

Narrative review, geen originele paper.

Hadi, 2012

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Haillot, 2011

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Hartung, 2001

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten (of stoppen) met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Hong, 2003

Risicofactoren zijn hoogstwaarschijnlijk niet met een multivariate analyse aangetoond.

Ichioka, 2004

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld. (Wel de risicofactoren voor het falen van de tamsulosine medicamenteuze behandeling.)

Kaplan, 2000

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Karadag, 2011

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Kongkanand, 2009

Follow-up slechts 6 maanden, binnen deze tijd komen 0/118 mannen die starten met alfuzosine in aanmerking voor een desobstruerende ingreep.

Krambeck, 2012

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Lerner, 2015

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Lo, 2010

Populatie bestaat uit mannen dat een TWOC heeft gehad en vervolgens start met medicamenteuze behandeling.

Lukacs, 1999

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Lukacs, 2013

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Marks, 2006

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Martin, 2014

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Masumori, 2007

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld. (Wel de risicofactoren voor het falen van de tamsulosine medicamenteuze behandeling.)

Messina, 2015

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Montorsi, 2010

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Montorsi, 2011

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Naslund, 2006

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Palit, 2005

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Parsons, 2012

Populatie bestaat niet enkel uit patiënten met LUTS.

Pettaway, 2011

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Poyhonen, 2013

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Roehrborn, 2002

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Roehrborn, 2004

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Roehrborn, 2006

Narrative review, geen originele paper.

Roehrborn, 2009

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Roehrborn, 2010

Geen multivariate analyse van risico op ontwikkelen operatie-indicatie.

Roehrborn, 2011

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Skolarikos, 2012

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Toren, 2013

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Vallancien, 2008

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Vela-Navarette, 2003

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Vela-Navarette, 2005

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

Yamanishi, 2010

De risicofactoren voor het uitvoeren van een desobstruerende ingreep na het starten van een medicamenteuze behandeling worden niet vermeld.

Zabkowski, 2013

Aantal mannen dat binnen een jaar een desobstruerende ingreep ondergaat na starten met medicamenteuze behandeling wordt niet vermeld.

 

Table of quality assessment – prognostic studies

 (The criteria used in this checklist are adapted from: Altman DG (2001). Systematic reviews of evaluations of prognostic variables. In: Egger M, Smith GD, Altman DG (eds.). Systematic reviews in health care. London: BMJ Books; Laupacis A, Wells G, Richardson WS, Tugwell P (1994). Users' guides to the medical literature. How to use an article about prognosis. Evidence-Based Medicine Working Group. JAMA,272:234-7)

 

Research question:

Study reference

 

(first author, year of publication)

Was there a representative and well-defined sample of patients at a similar point in the course of the disease?

 

(yes/no/unclear)

Was follow-up sufficiently long and complete?

 

 

(yes/no/unclear)

Was the outcome of interest defined and adequately measured?

 

 

(yes/no/unclear)

Was the prognostic factor of interest defined and adequately measured?

 

 

(yes/no/unclear)

Was loss to follow-up / incomplete outcome data described and acceptable?

 

 

(yes/no/unclear)

Was there statistical adjustment for all important prognostic factors?

 

 (yes/no/unclear)

Level of evidence

 

 

Akino, 2007

Yes

Yes

Yes/unclear: outcome was likelihood for surgery during study follow-up period, which exceeds 12 months.

Yes

Unclear, presumably inclusion of complete cases only.

Yes

B

Hirayama, 2015

Yes

Yes (NB: people in the surgery group had a mean follow-up of 11 months, medication group mean was 27 months.)

Yes

Yes

Unclear, presumably inclusion of complete cases only.

Yes

B

Hong, 2010

Yes

Yes

Yes/unclear: outcome was likelihood for surgery during study follow-up period, which exceeds 12 months.

Yes

Unclear, presumably inclusion of complete cases only.

Yes

B

Issa, 2007

Yes (not specifically defined as LUTS, but described as “prostatic enlargement due to BPH or benign neoplasms”)

Yes

Yes

Unclear, age was found to be associated with the outcome, but the reference category was unclear.

Unclear, presumably inclusion of complete cases only.

Yes

B

 

Masumori, 2013

Yes

Yes

Yes/unclear: treatment failure was defined as disease progression,

conversion to another alpha1-blocker or conversion to surgery. Disease progression is not an outcome of our interest. In addition, outcome was likelihood for treatment failure during study follow-up period, which exceeds 12 months.

Yes

No, drop-out was >20% (44.6%). Reasons for drop-out were described in 47/50 patients.

Yes

B

Mishiriki, 2012

Yes

Yes

Yes/unclear: outcome was likelihood for surgery during study follow-up period, which exceeds 12 months.

Yes

No, drop-out was >20% (43% in medical group; 29.2% in TURP group). Reasons for drop-out were not provided.

Yes

B

Souverein, 2003

Yes (not specifically defined as LUTS, but described as “men prescribed at least 1 BPH-indicated drug”)

Yes

Yes/unclear: outcome was likelihood for surgery during study follow-up period, which exceeds 12 months.

Yes/unclear: medication use (alpha-blokcers vs. finasteride) was the only prognostic factor of interest.

Unclear, presumably inclusion of complete cases only.

No, only prognostic factor studied was medication type (the exclusive use of alpha-blockers vs. finasteride).

B

A1: Meta-analysis of at least 2 independent studies of level A2

A2: Prospective inception cohort* (patients enrolled at same point in disease course), adequate study size and follow-up (≥80%), adequate control for confounding and no selective loss to follow-up

B: Prospective cohort* but not fulfilling all criteria for category-A2, retrospective cohort study or, case-control study, or cross-sectional study

C: non-comparative study

* untreated controls from a RCT can also be considered as a cohort

 

Evidence table for prognostic studies

Research question:

Study reference

Study characteristics

Patient characteristics

Prognostic factor(s)

Follow-up

 

Outcome measures and effect size

Comments

Akino, 2007

Type of study: prospective observational cohort study

 

Setting: hospital outpatients, single centre

 

Country: Japan

 

Source of funding: Not reported

Inclusion criteria: >50 year old male LUTS patients using tamsulosin.

 

Exclusion criteria: LUTS-related conditions other than possible BPE or benign prostatic obstruction, such as neurogenic bladder dysfunction, bladder cancer, prostate cancer, bladder stone, cystitis, prostatitis, and urethral stricture; previous intake of antiandrogens; and episodes of acute urinary retention and the intake of any alpha-adrenoreceptor blockers within 1 month before the patient’s visit to the hospital to take part in the study.

 

N=97

 

Mean age ± SD: 67.5 ± 7.0

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers):

Mean total IPSS: 16.8 ± 7.0.

Mean Qmax (mL/s): 10.3 ± 4.6.

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

Prognostic factors were UEBW, PV, total IPSS, Qmax, voided volume, and PVR.

 

Each patient was assessed with the IPSS questionnaire, free uroflowmetry, measurement of postvoid residual urine volume, and ultrasound measurement of both PV and bladder weight.

 

 

 

Endpoint of follow-up: mean not specified. Based on inclusion period between 51-86 months.

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): Not specified, presumably inclusion of complete cases only.

 

Reasons for incomplete outcome data described? Not reported.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

HR refers to the likelihood for surgery for BPH during follow-up.

 

Results from multivariate cox proportional hazard analysis:

UEBW (≥35 vs. <35g): HR 2.29 (95%CI 1.01-5.41); P=0.0477.

 

Total IPSS (≥20 vs. <20): HR 2.64 (95%CI 1.34-5.27); P=0.0050

 

PV, Qmax, voided volume and PVR were not associated with the outcome (P>0.05).

Notes: Tamsulosin dosages not reported.

 

Author’s conclusions:

The results of our study indicate that UEBW can be regarded as a useful parameter for identifying male patients with LUTS who are at risk of needing surgery for BPH.

Hirayama, 2015

Type of study: retrospective observational cohort study

 

Setting: hospital outpatients, single centre

 

Country: Japan

 

Source of funding: No relevant financial disclosures.

Inclusion criteria: male patients diagnosed as having LUTS and/or BPE with PV exceeding 30 mL and received combination therapy with alpha1-blockers and dutasteride 0.5 mg/day for at least 6 months.

 

Exclusion criteria: other types of bladder dysfunction that might cause dysuria, bladder or prostate cancer, patients who were not medically fit for surgery.

 

N=218 (Based on conversion to surgery, specified into: 172 drug group (DG); 46 surgical group (SG))

 

Mean age ± SD:

DG: 70.9 ± 7.4

SG: 69.8 ± 6.4

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers):

Mean period of combination therapy (months):

DG: 27.7 ± 10.3

SG: 11.0 ± 4.8

 

Mean total IPSS:

DG: 20.6 ± 5.6

SG: 23.6 ± 6.7

 

Mean total Qmax (mL/s):

DG: 11.0 ± 6.5

SG: 9.8 ± 5.3

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

Prognostic factors were age, PV, PSA, all uroflowmetry parameters, all IPSS parameters, the QOL index, and IPP.

 

IPP was determined by measuring the vertical distance from the wall of the bladder neck to the top of the prostate at the site of maximal protrusion into the bladder using transabdominal ultrasound longitudinal images when urine volume in the bladder was 200 mL or less.

 

 

 

Endpoint of follow-up: not specified, based on mean period of combination therapy:

DG: mean 27.7 months ± 10.3.

SG: 11.0 months ± 4.8

 

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): Not specified, presumably inclusion of complete cases only.

 

Reasons for incomplete outcome data described? Not reported.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

OR refers to the odds for surgical intervention in case of AUR or a severe grade that meets at least two of the following criteria despite the administration of combination therapy: 1) total IPSS ≥20; 2) the QOL index 5 or 6 points; 3) Qmax <5mL/s or post void residual urine volume ≥100 mL, and; 4) PV ≥50 mL.

 

Results from multivariate logistic regression analysis:

IPP (mm): OR 1.17 (95%CI 1.093-1.264); P<0.001

 

IPSS: OR 1.12 (95%CI 1.024-1.236); P=0.011.

 

Age, PV and PSA were not associated with the outcome (P>0.05).

Notes: The follow-up time was not specified but assumed by mean time of combination therapy.

 

Author’s conclusions: […] IPP appeared to facilitate predicting whether LUTS and/or BPE will be responsive to drug treatment.

 

 

Hong, 2010

Type of study: retrospective observational cohort study.

 

Setting: hospital outpatients, single centre.

 

Country: South Korea

 

Source of funding: Not reported.

Inclusion criteria: male BPH patient treated with alpha-blockers for ≥6 months.

 

Exclusion criteria: neurological disorders, recurrent urinary tract infections, renal impairment, bladder stones, bladder or prostate cancer.

 

N= 129 (Based on conversion to TURP, specified into 54 TURP group (TG), 75 alpha-blocker group (AG)).

 

Mean age ± SD:

TG: 68.7 ± 5.0

AG: 66.9 ± 5.4

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers):

Mean IPSS:

TG: 27.3 ± 6.1

AG: 16.8 ± 7.2

 

Mean Qmax (mL/s):

TG: 6.84 ± 3.50

AG: 9.99 ± 4.65

 

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

Prognostic factors were PV, PSA, Qmax, IPSS and PVR.

 

Transrectal ultrasonography was performed to calculate the prostate volume. The maximal length, width, and height of the prostate were measured and an integrated volumetric program automatically calculated the

volume using the formula: volume=width x length x height

x 0.5236. Qmax was measured with a flowmeter. Each eligible

patient was asked to fill out a self-evaluating IPSS questionnaire. PVR was measured using a diagnostic ultrasound bladder scan.

 

Endpoint of follow-up: not specified, based on mean period of medical treatment:

TG: 19.1 ± 25.1

AG: 14.6 ± 13.1

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): Not specified, presumably inclusion of complete cases only.

 

Reasons for incomplete outcome data described? Not reported.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

Outcome was surgical treatment of BPH.

 

Results from multiple regression:

IPSS: P<0.001

PV: P<0.015

 

Age, PSA, Qmax, and PVR were not associated with the outcome (P>0.05).

 

Results from ROC curve:

IPSS: AUC= 0.864 (asymptotic 95%CI 0.797-0.931)

PV: AUC=0.736 (asymptotic 95%CI 0.649-0.823)

PSA: AUC= 0.663 (asymptotic 95%CI 0.569-0.756)

 

Qmax was not a significant factor.

Notes: The follow-up time was not specified but assumed by mean time of medication therapy. No effect sizes or 95%CIs were reported for multiple regression analysis. Finally, it was not specified whether there was a multiple linear regression analysis performed, or otherwise.

 

Author’s conclusions:

The results show that BPH patients with a larger prostate volume and severe IPSS have a higher risk of α-blocker monotherapy failure. Therefore, in those patients, combined therapy with a 5-ARI or surgical treatment was more effective as an initial treatment.

 

 

Issa, 2007

Type of study: retrospective observational cohort study.

 

Setting: PharMetrics Integrated Medical and Pharmaceutical Database (PIMPD), a large national healthcare database.

 

Country: USA

 

Source of funding: Not reported.

Inclusion criteria: >50 year old men diagnosed with prostatic enlargement due to BPH or benign neoplasms who were treated with 5ARIs (dutasteride 0.5 mg/day or finasteride 5 mg/day) for up to 12 months.

 

Exclusion criteria: 5ARI therapy adherence ≤30%, receiving non-therapeutic doses of 5ARI (e.g. baldness treatment), prostate or bladder cancer, and patients having AUR in months 0-5.

 

N=1992 (366 dutasteride; 1626 finasteride)

 

Mean age ± SD: 62.8 ± 9.2

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers):

Hematuria: 11.7%

Bladder stones: 4.1%

Timing alpha-blocker treatment: 74.3% pre-index period, 25.7% same day.

 

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

Prognostic factors were type of medication (dutasteride vs. finasteride), age, Charlson Comorbidity Index score, Thomson Medstat stage, the presence of hematuria and/or bladder stones, number of alpha blocker prescriptions before the index date, the number of office visits related to EP, and the timing of the alpha blocker prescription

 

Thomson Medstat stage is based on the Thomson Medstat Disease Staging coding criteria based on the ICD-9-CM code criteria for staging severity of prostate enlargement.

 

Presumably all data was directly extracted from the database.

 

Endpoint of follow-up: Mean not specified. All patients were reportedly followed for 12 months.

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): Not specified, presumably inclusion of complete cases only.

 

Reasons for incomplete outcome data described? Not reported.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

Results from multivariate cox proportional hazard analyses:

 

In this analysis HR refers to the likelihood of AUR during the study.

Medication type (dutasteride vs. finasteride): HR 0.509 (95%CI 0.287-0.902); P=0.0207.

 

Number of office visits related to EP: HR 1.255 (95%CI 1.144-1.377); P<0.0001.

 

Age 55-64, age ≥65 years, Thomson Medstat stage, Charlson Comorbidity Index, number of alpha blocker prescriptions, hematuria, bladder stones, and use of alpha-blockers before index date were not associated with the outcome (P>0.05).

 

In this analysis HR refers to the likelihood of surgery during the study.

Age ≥65 vs. ref (?): HR 0.374 (0.191-0.731); P=0.0040.

 

Number of office visits related to EP: HR 1.518 (95%CI 1.376-1.675); P<0.0001.

 

Type of medication, age 55-64 years, Thomson Medstat stage, Charlson Comorbidity Index, number of alpha blocker prescriptions, hematuria, bladder stones, and use of alpha-blockers before index date were not associated with the outcome (P>0.05).

 

Notes: The reference category for age was not specified, e.g. age ≥65 vs. <65 years or age ≥65 vs. 50-55/56-64?

 

Author’s conclusions:

Patients treated with dutasteride were less likely to have AUR than patients receiving finasteride.

Although patients taking dutasteride were slightly less likely to have prostate-related surgery, this difference was not statically significant due to a lack of power. Overall, patients treated with dutasteride tended to have fewer EP-related progression events compared with patients treated with finasteride.

Masumori, 2013

Type of study: prospective observational cohort study

 

Setting: hospital outpatients, multi-centre

 

Country: Japan

 

Source of funding: not reported.

Inclusion criteria: ≥50 year old men with BPH/LUTS with IPSS score ≥8 treated with tamsulosin hydrochloride (0.2 mg/day).

 

Exclusion criteria: AUR, PVR ≥200 mL, hydronephrosis as a result of BOO with and without azotemia, intractable hematuria, acute bacterial prostatitis, acute epididymitis, a history of prostatic surgery and medication, prostate cancer, neurogenic bladder, urethral stricture, medical treatment for hypertension using alpha1-blockers.

 

N= 112

 

Mean age ± SD: 68.8 ± 7.7

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers):

Baseline IPSS: 17.7 ± 6.1

Baseline Qmax (mL/s): 12.0 ± 5.8

 

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

 

Prognostic factors were divided into:

Static variables: age, IPSS, BPI, QOL index, Qmax, PVR, PV, PSA

Short-term dynamic variables: change in IPSS/BPI/QOL index/Qmax/PVR at 3 months.

 

Digital rectal examination and serum PSA determination were carried out to screen for prostate cancer. PV (mL) was determined by transrectal ultrasound using the formula: 0.523 x anteroposterior diameter (cm) x transverse diameter (cm) x longitudinal diameter (cm). The patients underwent uroflowmetry to evaluate maximum flow rate (Qmax, mL/s.) PVR (mL) was measured by transabdominal ultrasound using the same formula as for PV. Transabdominal ultrasound and determination of serum creatinine/ blood urea nitrogen were carried out to detect hydronephrosis and azotemia, respectively.

Endpoint of follow-up: mean follow-up period not specified. Follow-up took place at baseline, 4 weeks, 3 months, 1, 2, 3, 4, and 5 years.

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): 50 (44.6%)

 

Reasons for incomplete outcome data described? Yes, 47/50 responded to questionnaire with reasons for drop-out.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

Results from multivariate cox proportional hazard analyses:

In the following 2 analyses HR refers to the likelihood of treatment failure during the study. Treatment failure was defined as disease progression,

conversion to another alpha1-blocker or conversion to surgery.

 

Analysis 1 (including solely static variables PVR, PV, PSA):

PVR: P=0.030

 

PV and PSA were associated with the outcome (P>0.05). Age, IPSS, BPI, QOL index, Qmax were not analysed in multivariate analysis due to lack of statistical significance in univariate analyses.

 

Analysis 2 (including static and dynamic variables PVR, PV, PSA, change in QOL index at 3 months):

 

PV: P=0.019

 

PVR, PSA, change in QOL index at 3 months were not associated with the outcome (P>0.05). Age, IPSS, BPI, QOL index, Qmax, change in IPSS/BPI/Qmax/PVR were not analysed in multivariate analysis due to lack of statistical significance in univariate analyses.

 

In the following 2 analyses HR refers to the likelihood of conversion to surgery during the study.

Analysis 1 (including solely static variables PVR, PV):

 

PV: P=0.034

 

Analysis 2 (including solely static variables PVR, PV):

 

PV: P=0.034

 

In both analyses, PVR was not associated with the outcome (P>0.05). Age, IPSS, BPI, QOL index, Qmax, PSA, change in IPSS/BPI/QOL index/ Qmax/PVR were not analysed in multivariate analysis due to lack of statistical significance in univariate analyses.

Notes: effect sizes and/or 95%CIs were not reported.

 

Author’s conclusions: This is the first study that prospectively evaluated the clinical courses of patients who received a1-blocker treatment for BPH/LUTS, including those who dropped out during follow up, in real-life clinical practice. Although only

a small portion of patients continued tamsulosin, its longterm efficacy was observed. However, a1-blocker monotherapy might be not appropriate for patients with a large PV and a large amount of PVR to achieve a good long-term outcome. As persistent improvement of symptoms, even after termination of tamsulosin, is observed in young patients with a low PSA level, continuous administration of the a1-blocker might not be necessary.

 

Mishiriki, 2012

Type of study: prospective observational cohort study

 

Setting: hospital outpatients, single centre

 

Country: Scotland, UK

 

Source of funding: No relevant financial interests disclosed.

Inclusion criteria: men referred to hospital for evaluation and treatment of LUTS due to BPE or BPH receiving heterogenous medical treatment.

 

Exclusion criteria: prostate carcinoma, AUR

 

N=178

 

Mean age ± SD: 65 ± 8.6

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers):

AUA/IPSS score: mean 14.65 ± 7.3

Qmax (mL/s): mean 12.54 ± 4.98.

 

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

Prognostic factors were age, Qmax, PVR, PV, AUA total score, QOL total score, and bother total score.

 

Digital rectal examination, maximum urine flow (Qmax), postvoiding residuals, transrectal ultrasound assessment for prostate size. Patients completed the AUA symptom score, QOL, and bother questionnaires.

 

 

 

Endpoint of follow-up: median follow-up was 7.9 years (0-12). Patients were assessed at baseline, 3 and 6 months, 6 and 12 years. At 17 years hospital records were examined.

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): at 12 years N=26 (43%) drop-out in the medical treatment group, N=7 (29.2%) in the TURP group.

 

Reasons for incomplete outcome data described? No.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

HR refers to the likelihood of treatment failure during the study. Treatment failure was defined as need for TURP.

 

Results from multivariate Cox proportional hazard analysis:

Qmax (>15 vs. <15 mL/s): HR 3.37 (95%CI 1.74-6.52); P<0.0001.

 

Bother score (<13 vs. >13): HR 2.37 (95%CI 1.29-4.35); P=0.005

 

AUA and PV were not associated with the outcome in multivariate analysis (P>0.05). Age, PV, and QOL score were not included in multivariate analysis due to lack of statistical significance in univariate analysis.

Author’s conclusions: […] Patients with worse baseline flow rates and AUA and bother scores were more likely to fail medical treatment for LUTS/BPH and require TURP, the majority within the first 3 years of follow-up.

Souverein, 2003

Type of study: population-based cohort study.

 

Setting: PHARMO Record Linkage System, including drug-dispensing records from community pharmacies and hospital discharge records.

 

Country: Netherlands

 

Source of funding: unconditional grant from GlaxoSmithKline, Zeist, the Netherlands.

Inclusion criteria: >50 year old men with at least one BPH-indicated drug, registered ≥1 year in PHARMO database before first BPH prescription.

 

Exclusion criteria: the use of alpha-blockers doxazosin and prazosin (non-specific BPH drugs), people who switched between BPH treatments or were dispensed 2 active BPH treatments, people with a history of BPH-related surgeries/ hospitalisations prior to BPH drugs.

 

N=5671 (831 5ARI, 4840 alpha-blocker).

 

Mean age ± SD: 67 ± SD was not reported

 

Sex: 100% M

 

Other important characteristics (confounders and effect modifiers): none.

 

Describe prognostic factor(s) and method of measurement:

Prognostic factor was the exclusive use of an alpha-blockers vs. the exclusive use of finasteride. Medication use was extracted from the database.

 

Analyses were corrected for age, calendar year, type of prescriber, and chronic disease score. These factors were not studied as prognostic factors.

 

 

 

Endpoint of follow-up: mean follow-up time was 2.8 years. Patients were assessed at 4 and 13 weeks, and at the end of the observation period.

 

For how many participants were no complete outcome data available?

N (%): Not specified, presumably inclusion of complete cases only.

 

Reasons for incomplete outcome data described? No.

Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):

 

HR refers to the likelihood of BPH-related surgery during the study.

 

Multivariate cox proportional hazard analysis:

 

Medication use (alpha-blockers only vs. 5-ARIs only): HR 1.52 (95%CI 1.24-1.87); P= not reported.

 

All sensitivity analyses showed an increased hazard for surgery in the alpha-blocker group after: stratifying for duration of periods (<365 vs. ≥365 days), for drugs dispensed before or after 1995, after the exclusion of patients with BPH-related surgery within 4 weeks after treatment, stratification for specific types of alpha-blockers, and exclusion of patients who were dispensed finasteride for less than 60 or 180 days.

Notes: People with prostate cancer were not explicitly excluded from the study. P-values were not reported.

 

Author’s conclusions: In conclusion, this study has found a difference in the risk of prostatic surgery among patients with BPH who were treated with alpha-blockers compared with patients being treated with 5-ARIs. Both alpha-blockers and 5-ARIs have proven efficacy in the treatment of symptomatic BPH. […]

 

Abbreviations: 5ARIs= 5-alpha reductase inhibitors; 95%CI= 95% Confidence Interval; AUA= American Urological Association; AUC= area under the curve; AUR: acute urinary retention; BOO= bladder outlet obstruction; BPE= benign prostatic enlargement; BPH= benign prostatic hyperplasia; BPI=Benign Prostatic Hyperplasia Problem Index; EP= enlarged prostate; HR= Hazard Ratio; IPP= intravesical prostatic protrusion; IPSS= International Prostate Symptom Score; LUTS= Lower Urinary Tract Symptoms; PV= prostate volume; PVR= postvoid residual volume; PSA= prostate specific antigen; Qmax= maximal flow rate; QOL= quality of life; TURP: transurethral resection of the prostate; UEBW: ultrasound-estimated bladder weight.

Autorisatiedatum en geldigheid

Laatst beoordeeld  : 03-11-2017

Laatst geautoriseerd  : 03-11-2017

Voor het beoordelen van de actualiteit van deze richtlijn is de werkgroep niet in stand gehouden. Uiterlijk in 2022 bepaalt het bestuur van de NVU 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. De geldigheid van de richtlijn komt eerder te vervallen indien nieuwe ontwikkelingen aanleiding zijn een herzieningstraject te starten.

 

De NVU is regiehouder van deze richtlijn en eerstverantwoordelijke op het gebied van de actualiteitsbeoordeling van de richtlijn. 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.

Initiatief en autorisatie

Initiatief:
  • Nederlandse Vereniging voor Urologie
Geautoriseerd door:
  • Nederlandse Vereniging voor Urologie

Algemene gegevens

De richtlijn is geautoriseerd door de Nederlandse Vereniging voor Urologie en goedgekeurd door het Nederlands Huisartsen Genootschap en de Stichting Bekkenbodem4all.

 

De richtlijnontwikkeling werd ondersteund door het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (www.kennisinstituut.nl) en werd gefinancierd door de Stichting Kwaliteitsgelden Medisch Specialisten (SKMS).

Doel en doelgroep

Doel

Opstellen van een evidence-based richtlijn over de diagnostiek en behandeling van de Lower Urinary Tract Symptoms bij mannen van 40 jaar en ouder.

 

Doelgroep

De richtlijn is opgesteld voor urologen. Daarnaast kan deze richtlijn ook gebruikt voor door bijvoorbeeld huisartsen of andere zorgverleners die betrokken zijn bij de zorg voor patiënten met LUTS.

Samenstelling werkgroep

Voor het ontwikkelen van de richtlijn is in 2015 een werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van alle relevante specialismen die betrokken zijn bij de zorg voor mannen van 40 jaar en ouder die met Lower Urinary Tract Symptoms 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. J.P.F.A. (John) Heesakkers (voorzitter vanaf september 2016), uroloog, Radboud UMC, Nijmegen
  • Dr. M.P.M.Q. (Martijn) van Gils (voorzitter tot september 2016), uroloog, Catharina Ziekenhuis, Eindhoven
  • Dr. F.M.J. (Frank) Martens, uroloog, Radboud UMC, Nijmegen
  • Prof. dr. G.A. (Gommert) van Koeveringe, uroloog, Maastricht Universitair Medisch Centrum, Maastricht
  • Dr. S.M. (Stefan) Haensel, uroloog, Havenziekenhuis, Rotterdam
  • Dr. M.R. (Michael) van Balken, uroloog, Rijnstate Ziekenhuis, Arnhem
  • Dr. P.F.W.M. (Peter) Rosier, arts UHD functionele urologie en neuro-urologie, Universitair Medisch Centrum Utrecht, Utrecht
  • Drs. J. (Joyce) Baard, uroloog, Academisch Medisch Centrum, Amsterdam
  • Dr. W.A. (Wout) Scheepens, uroloog, Catharina Ziekenhuis, Eindhoven
  • Dr. M.H. (Marco) Blanker, huisarts-epidemioloog, afdeling huisartsgeneeskunde UMC Groningen, tevens huisartsenpraktijk Blanker & Thiele, Zwolle
  • M.Th. (Nicole) Schaapveld, directeur Stichting Bekkenbodem4all

 

Met ondersteuning van

  • Dr. I. (Irina) Mostovaya, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Dr. J.S. (Julitta) Boschman, adviseur, 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 ze in de laatste drie jaar directe financiële belangen (betrekking bij een commercieel bedrijf, persoonlijke financiële belangen, onderzoeksfinanciering) of indirecte belangen (persoonlijke relaties, reputatie management, kennisvalorisatie) hebben gehad. Een overzicht van de belangen van werkgroepleden en het oordeel over het omgaan met eventuele belangen vindt u in onderstaande tabel. De ondertekende belangenverklaringen zijn op te vragen bij het secretariaat van het Kennisinstituut van Medisch Specialisten.

 

Achternaam

Functie

Nevenfuncties

Persoonlijke financiële belangen

Persoonlijke relaties

Reputatie management

Extern gefinancierd onderzoek

Kennisvalorisatie

Overige belangen

Getekend

Blanker

Huisarts 0,6 fte
Epidemioloog/onderzoeker 0,4 fte

Redactielid Accredidact (Nascholing voor huisartsen en apothekers), betaald.

geen

geen

geen

ZonMw gefinancierde onderzoeksprojecten, afdeling huisartsgeneeskunde UMCG

geen

geen

5-10-2015

Update 25-4-2017

Haensel

Uroloog Havenziekenhuis (betaald)

secretaris van de NVU (betaald)

SCEN arts Rotterdam (betaald)

National Delegate, (Société Internationale d'Urologie(onbetaald)

hoofd onderwijs transurethrale resecties, European Urology Residents Education Programme (EUREP; betaald)

Eenmalige grants ontvangen ivm congresbezoek SIU in Melbourne, 2015 van de volgende firma's: Astellas, Olympus, Sanofi, Zambon (max. €1063,66)

geen

geen

geen

geen

geen

13-9-2015

Update 19-4-2017

Heesakkers

Functioneel uroloog RadboudUMC en voorzitter werkgroep vanaf september 2016

Lid CMO Nijmegen Arnhem (onbetaald)
Voorzitter werkgroep funktionele en reconstructieve urologie NVU (onbetaald)

Lid Scientific Office EAU (onbetaald)

Docent European School of Urology (onbetaald)

Bestuurslid Continentie Stichting Nederland (onbetaald)

Editor Neurourology and Urodynamics (onbetaald)

Lid ICHOM (onbetaald)

Consultant Astellas, Allergan, Pierre Fabre, Bluewind, Boston Scientific, Ixaltis, (betaald)

geen

geen

Deelnemer en research lead voor Workstream Complicated and complex pelvic floor disorders voor Eurogen van ERN programma van de EU.

Onderzoeks Grant Astellas, Bluewind, Pohl Boskamp, en Urogyn BV

geen

geen

24-10-2016

Update 02-09-2017

Martens

Uroloog Radboud UMC

geen

geen

geen

geen

BueWind implantaat t.b.v. PTNS (subinvestigator)

Dorsal genital nerve stimulation, C-Life Investigational Electrode (principal investigator)

geen

Travel grant Astellas (€500,-/jaar)

Post-ICS Barcelona 2013 sprekershonorarium (Astellas, €1500,-)

EAU review 2016 Sanofi

20-7-2015.

Update 25-4-2017

Schaapveld

Voorzitter Stichting Bekkenbodem Patiënten m.i.v. 1/1/2017 Stichting Bekkenbodem4all

Lid cliëntenraad residentie Molemwijck (onbezoldigd)

geen

geen

geen

geen

geen

geen

26-11-2016

Scheepens

Uroloog

geen

geen

geen

geen

Millennium Protocol C 21004 2009-now ongoing vergoeding

Preocil Protocol 3100-03 2009-2014 hoogte vergoeding unknown

geen

geen

9-12-2015

Update 25-4-2017

Van Balken

Uroloog Rijnstate Ziekenhuis Arnhem

Opleider (onbetaald)
 - in die hoedanigheid lid Concilium NVU (vacatiegelden)

 - in die hoedanigheid COC (Centrale Opleidings Commissie) Rijnstate (onbetaald)

 - in die hoedanigheid voorzitter COC-MOK (subcie. kwaliteit) Rijnstate (onbetaald)

Voorzitter vakgroep (onbetaald)

Initiatiefnemer en projectleider 'Aap-Noot-Nier' (aangepaste informatievoorziening voor de laaggeletterde patiënt)

 - in die hoedanigheid lid werkgroep laaggeletterdheid Rijnstate (onbetaald)

 - in die hoedanigheid lid 'werkgroep Bouwmeester' (landelijk) (onbetaald)

Lid werkgroep 'Zorg met Ziel' Rijnstate (onbetaald)

Lid WeFURU (Werkgroep Functionele Urologie en Reconstructieve Urologie) NVU (vacatiegelden)

Vaste blogger Medisch Contact (onbetaald)

geen

geen

geen

geen

geen

geen

21-10-2016

Update 25-4-2017

Van Gils

Uroloog en voorzitter werkgroep tot september 2016

geen

geen

geen

geen

geen

geen

geen

14-12-2015

Update 25-4-2017

Inbreng patiëntenperspectief

De werkgroep was voornemens om aandacht te besteden aan het patiëntenperspectief door het houden van een focusgroep. Ondanks de inspanningen om voldoende deelnemers te werven voor deze focusgroep, waren er onvoldoende aanmeldingen (twee) voor een betekenisvolle focusgroep. De werkgroep heeft er daarom voor gekozen om de focusgroepbijeenkomst niet door te laten gaan en de patiëntenvereniging Stichting Bekkenbodem4all te betrekken bij het richtlijnontwikkelingstraject. Zij hebben de werkgroep van feedback voorzien en de werkgroep heeft de belangrijkste aandachtspunten verwerkt in de overwegingen van de richtlijn. De conceptrichtlijn is tevens voor commentaar voorgelegd aan Stichting Bekkenbodem4all.

Methode ontwikkeling

Evidence based

Implementatie

In de verschillende fasen van de richtlijnontwikkeling is rekening gehouden met de implementatie van de richtlijn (module) 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. De werkgroep heeft tevens interne kwaliteitsindicatoren ontwikkeld om het toepassen van de richtlijn in de praktijk te volgen en te versterken (zie Indicatoren).

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 naar het stappenplan Ontwikkeling van Medisch Specialistische Richtlijnen van het Kennisinstituut van Medisch Specialisten.

 

Knelpuntenanalyse

Tijdens de voorbereidende fase inventariseerden de voorzitter van de werkgroep en de adviseur de knelpunten. Tevens zijn er knelpunten aangedragen door genodigden bij een Invitational Conference. Een verslag hiervan is opgenomen als aanverwant product.

 

Uitgangsvragen en uitkomstmaten

Op basis van de uitkomsten van de knelpuntenanalyse zijn door de voorzitter en de adviseur concept-uitgangsvragen 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 kritiek, belangrijk (maar niet kritiek) en onbelangrijk. Tevens definieerde de werkgroep tenminste voor de kritieke uitkomstmaten welke verschillen zij klinisch (patiënt) relevant vonden.

 

Strategie voor zoeken en selecteren van literatuur

Er werd voor de afzonderlijke uitgangsvragen 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.

 

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; een afgeleide van ROBINS-NRS – voor observationeel onderzoek; QUADAS II – voor diagnostisch onderzoek.

 

Samenvatten van de literatuur

De relevante onderzoeksgegevens van alle geselecteerde artikelen werden overzichtelijk weergegeven in evidence-tabellen. 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, matig, 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.

Matig

  • er is matige 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.

 

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 en voor vragen over schade of bijwerkingen, etiologie en prognose (Van Everdingen, 2004).

 

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 kritieke 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 Organisatie van Zorg.

 

Indicatorontwikkeling

Voordat de conceptrichtlijn ter autorisatie werd aangeboden, is de werkgroep nagegaan of er interne kwaliteitsindicatoren ontwikkeld waren om het toepassen van de richtlijn in de praktijk te volgen en te versterken. Meer informatie over de methode van indicatorontwikkeling is op te vragen bij het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (secretariaat@kennisinstituut.nl).

 

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 is aan de betrokken (wetenschappelijke) verenigingen en (patiënt) organisaties voorgelegd ter commentaar. De commentaren zijn verzameld en besproken met de werkgroep. Naar aanleiding van de commentaren is de conceptrichtlijn aangepast en definitief vastgesteld door de werkgroep. De definitieve richtlijn is vervolgens aan de deelnemende (wetenschappelijke) verenigingen en (patiënt) organisaties voorgelegd voor autorisatie en door hen geautoriseerd dan wel geaccordeerd.

 

Kostenoverwegingen

De werkgroep heeft ingeschat dat het onderdeel budget-impactanalyse voor deze richtlijn niet direct van toepassing is. Er zijn geen recente gegevens beschikbaar over de totale kosten van de diagnostiek en behandeling van patiënten met LUTS/BPH in Nederland. Daarom zal is per uitgangsvraag gekeken naar de globale kosteninschatting (huidige situatie versus situatie in nieuwe richtlijn). Er werd ingeschat door de werkgroep dat eventuele veranderingen in diagnostiek en behandeling van LUTS/BPH niet voor een kostentoename of -afname zullen zorgen, maar eerder een kostenverschuiving waarbij de totale kosten min of meer gelijk blijven.

 

Implementatie

Nadat de richtlijn van commentaar werd voorzien en door de NVU geaccordeerd werd, is het implementatie proces van de richtlijn in stappen als volgt:

  • In eerste instantie zal een digitale versie beschikbaar komen op de website van de NVU en dan als officiële NVU versie Richtlijn mannelijk niet-neurogene LUTS 2017 worden geafficheerd.
  • De richtlijn wordt toegelicht op een van de halfjaarlijkse ledenvergaderingen van de NVU.
  • Een samenvatting van de richtlijn kan in het lijfblad van de NVU: Urograaf / Nederlands Tijdschrift voor Urologie geplaatst worden.
  • De richtlijn wordt gebruikt om een E-learning module te maken voor AIOS urologie en urologen.
  • Er is een versie van de richtlijn voor patiënten ontwikkeld in voor hen begrijpelijke taal.
  • Er wordt door de NVU een LUTS-richtlijnenapp ontwikkeld, die als doel heeft de implementatie van de richtlijn te bevorderen.

 

De werkgroep zijn ten tijde van de commentaarfase barrières beschreven die kunnen optreden bij de implementatie van de richtlijn en welke gerichte acties daarop ondernomen kunnen worden. Verder heeft de werkgroep geïnventariseerd welke mogelijk belemmerende en bevorderende factoren voor naleving van de aanbevelingen gelden; het tijdspad voor implementatie; verwachte impact op zorgkosten; randvoorwaarden voor implementatie; mogelijke oplossingen en verantwoordelijken.

 

Literatuur

Brouwers MC, Kho ME, Browman GP, et al. AGREE Next Steps Consortium. AGREE II: advancing guideline development, reporting and evaluation in health care. CMAJ. 2010;182(18):E839-42. doi: 10.1503/cmaj.090449. Epub 2010 Jul 5. Review. PubMed PMID: 20603348.

Medisch Specialistische Richtlijnen 2.0. Adviescommissie Richtlijnen van de Raad Kwalitieit. http://richtlijnendatabase.nl/over_deze_site/over_richtlijnontwikkeling.html. 2012.

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. Available from http://gdt.guidelinedevelopment.org/central_prod/_design/client/handbook/handbook.html. 2013.

Schünemann HJ, Oxman AD, Brozek J, et al. Grading quality of evidence and strength of recommendations for diagnostic tests and strategies. BMJ. 2008;336(7653):1106-10. doi: 10.1136/bmj.39500.677199.AE. Erratum in: BMJ. 2008;336(7654). doi: 10.1136/bmj.a139. PubMed PMID: 18483053.

Van Everdingen JJE, Burgers JS, Assendelft WJJ, et al. Evidence-based richtlijnontwikkeling. Bohn Stafleu Van Loghum. 2004.

Zoekverantwoording

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

Volgende:
Organisatie van zorg bij LUTS