Terug naar zoekresultaten

Meerlingzwangerschap

Volgen
Initiatief: NVOG Aantal modules: 9
Bijlagen
Download richtlijn

Optimale termijn bevalling monochoriale tweelingen

Beoordeeld: 25-07-2022

Uitgangsvraag

Wat is de optimale termijn om de bevalling na te streven bij een ongecompliceerde monochoriale diamniotische tweelingzwangerschap?

Aanbeveling

Streef bij een ongecompliceerde monochoriale diamniotische tweelingzwangerschap een bevalling tussen 36+0 en 37+0 weken zwangerschapsduur na, na counseling over kans op neonatale (respiratoire) morbiditeit en mortaliteit.

Overwegingen

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

In de hierboven benoemde studies werd geen specifieke uitspraak gedaan over het inleiden van de bevalling bij monochoriale tweelingzwangerschappen. Er werd strikt genomen gekeken naar de zwangerschapsduur, hetgeen vervolgens werd gekoppeld aan de uitkomst. Het was onbekend hoeveel patiënten zijn ingeleid en hoeveel spontaan in partu zijn gekomen. Op basis van deze informatie is het dus niet goed mogelijk om een uitspraak te doen over “inductie van de baring“. Op basis van deze observationele data kan wel een uitspraak worden gedaan over het risico op overlijden per zwangerschapsduur, en dit afwegen tegen het risico op neonatale mortaliteit en morbiditeit.

 

Het risico op intra-uterien overlijden overschrijdt tussen 36 en 37 weken het risico op neonatale sterfte bij de ongecompliceerde monochoriale diamniotische tweelingzwangerschappen. Het risico op ernstige neonatale morbiditeit (mechanische ventilatie, IRDS, HIE, sepsis) is na deze termijn ook significant lager dan voor 36 weken.

 

Het bewijs is van ‘zeer laag niveau’ ten gevolge van de lage incidentie van monochoriale tweelingzwangerschappen en het ontbreken van RCT’s. Een dergelijke gerandomiseerde studie zal echter nooit tot uitvoer komen, gezien de enorme aantallen inclusies die nodig zijn om deze onderzoeksvraag te beantwoorden.

 

Derhalve is een afweging van het prospectieve risico op foetale sterfte versus de risico’s voor de neonaat bij geboorte per zwangerschapsweek de hoogst haalbare evidence; het intra-uteriene risico dient afgewogen te worden tegen het extra-uteriene risico in termen van zowel sterfte als neonatale morbiditeit. Individuele studies en verrichte meta-analyses laten hierin eenzelfde trend zien. Het electief inleiden van zwangeren met een ongecompliceerde monochoriale tweelingzwangerschap vanaf 36 weken zwangerschapsduur voorkomt weliswaar de kans op intra-uteriene sterfte (circa 4,5 op 1000 zwangerschappen na 37 weken amenorroe) en leidt niet tot toegenomen sterfte in de neonatale periode, maar geeft wel meer kans op neonatale morbiditeit voornamelijk in de vorm van respiratoire problematiek (risico op geassisteerde ventilatie tussen 36+0 en 36+6 32,4 op 1000 geboorten versus 16,9 per 1000 bij geboorte tussen 37+0 en 37+6; en risico op IRDS tussen 36+0 en 36+6 weken 29,1 op 1000 geboorten versus 11,1 per 1000 als geboren tussen 37+0 en 37+6 weken). Bij geboorte voor 37 weken is er ook een iets grotere kans op leer- en gedragsstoornissen in vergelijking met geboorte na 37 weken (OR 1,37 (BI 1,10-1,71)) (Murray, 2020). Daarom zou je kunnen overwegen om bij een ongecompliceerde MCDA tweeling pas in te leiden in de tweede helft van de 37e week (dus na 36 en halve week). Ouders dienen gecounseld te worden over het risico op laat-premature morbiditeit en de voor- en nadelen van een electieve inleiding versus een expectatief beleid dienen te worden afgewogen met de ouders. Daarbij dient met ouders ook besproken te worden dat er op basis van de literatuur weinig bekend is over verschillen in maternale uitkomsten of effect op de modus partus.

 

Waarden en voorkeuren van patiënten

In verband met het hogere risico op intra-uteriene sterfte na 37 weken geven de meeste ouders de voorkeur aan geboorte van de tweeling tussen 36 en 37 weken. Daarbij accepteren zij het feit dat nog een aanzienlijk gedeelte van deze kinderen moet worden opgenomen wegens neonatale morbiditeit.

 

Kosten (middelenbeslag)

Hoewel er geen aparte economische analyses beschreven zijn in de gesorteerde artikelen, leidt het inleiden van monochoriale tweelingen voor 37 weken tot meer randprematuriteit en daardoor tot een mogelijke stijging van kosten voor de gezondheidszorg; dit moet worden afgewogen tegen het risico op intra-uteriene sterfte.

 

Het voorgestelde beleid is al geïmplementeerd in Nederland en zal geen toename van kosten en middelenbeslag geven.

 

Aanvaardbaarheid, haalbaarheid en implementatie

Implementatie van de aanbeveling zal zonder problemen verlopen aangezien het inleiden van MCDA-tweelingzwangerschappen voor 37 weken al in de meeste klinieken wordt gedaan.

 

Rationale van de aanbeveling: weging van argumenten voor en tegen de interventies

Hoewel de bewijskracht laag is, beveelt de werkgroep aan om ongecompliceerde monochoriale tweelingzwangerschappen tussen 36+0 en 37+0 weken zwangerschapsduur electief in te leiden aangezien het risicoverschil tussen intra-uteriene sterfte en neonatale sterfte keert tussen 36+0 en 37+0 weken ten gunste van het geboren laten worden van deze tweelingen. De kans op (respiratoire) neonatale morbiditeit dient in de counseling meegenomen te worden. Er kan worden overwogen in de tweede helft 37e week in te leiden om de kans op neonatale morbiditeit zoveel mogelijk te beperken.

Onderbouwing

Naar aanleiding van recente literatuur zijn er aanwijzingen om de geboorte van monochoriale diamniotische (MCDA) tweelingen na te streven voor 37 weken. Dit leidt mogelijk tot een verdere reductie in mortaliteit. Er zijn echter ook aanwijzingen dat de randprematuriteit (35+0 tot 36+6) leidt tot toename van de neonatale morbiditeit. In de huidige module zullen we deze uitgangsvraag proberen te beantwoorden.

Neonatal outcomes

Very low

GRADE

The evidence is very uncertain whether elective delivery before 37 weeks reduces the risk of intra-uterine mortality compared to the risk of neonatal mortality for uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Cheong-See, 2016; Sung, 2016; Lee, 2016)

 

Very low

GRADE

The evidence is very uncertain about the effect of timing of delivery before 37 weeks of gestation on neonatal infection in uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Cheong-See, 2016)

 

Very low

GRADE

The evidence is very uncertain about the effect of timing of delivery before 37 weeks of gestation on Apgar score of less than 7 at 5 minutes in uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Cheong-See, 2016; Sung, 2016)

 

Low

GRADE

Elective timing of delivery before 37 weeks of gestation may increase NICU admission in uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Cheong-See, 2016; Sung, 2016; Lee, 2016)

 

Very low

GRADE

The evidence is very uncertain about the effect of timing of delivery before 37 weeks of gestation on Respiratory Distress Syndrome in uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Cheong-See, 2016; Sung, 2016)

 

Low

GRADE

Timing of delivery before 37 weeks of gestation may result in a decreased birthweight in uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Sung, 2016)

 

-

GRADE

The effects of elective timing of delivery before 37 weeks of gestation on acute TTS and neonatal disability in uncomplicated monochorionic twin pregnancies are unclear. None of the included studies reported these outcomes.

 

Maternal outcomes

Very low

GRADE

The evidence is very uncertain about the effect of timing of delivery before 37 weeks of gestation on mode of delivery in uncomplicated monochorionic twin pregnancies.

 

Bronnen: (Sung, 2016)

 

-

GRADE

The effects of elective timing of delivery before 37 weeks of gestation on postpartum hemorrhage, analgesia, perineal trauma, breastfeeding at discharge, maternal satisfaction and psychological well-being/ anxiety in uncomplicated monochorionic twin pregnancies are unclear. None of the included studies reported these outcomes.

Description of studies

Cheong-See (2016) performed a systematic review and meta-analysis to determine the risks of stillbirth and neonatal complications by gestational age in uncomplicated monochorionic and dichorionic twin pregnancies. Medline, Embase and Cochrane databases were searched from inception until December 2015 for observational cohort studies and cohorts nested in RCT’s reporting rates of stillbirth or neonatal outcomes in monochorionic and/or dichorionic twin pregnancies. Exclusion criteria were unclear chorionicity, monoamnionicity, inability to exclude twin to twin transfusion syndrome in fetuses, and outcomes not provided in weekly or two weekly gestational periods. Stillbirth was defined as a baby born without signs of life after the age of viability or any other definition. Neonatal mortality was defined as death up to 28 days after delivery. A total of 32 studies were included, reporting on 35171 women with twin gestation, from which 5486 monochorionic pregnancies in 25 studies.

 

Lee (2016) performed a retrospective cohort study with women with uncomplicated monochorionic and dichorionic pregnancies delivered at or beyond 35 weeks of gestation in a tertiary referral hospital in Seoul (Korea) from 1995 to 2013. The optimal gestational age for delivery was determined by comparing the neonatal composite morbidity rate between women who delivered and women who remained undelivered at each gestational week. A total of 697 twin pregnancies were included, from which 171 monochorionic twins. The mean age of the cohort was 32.8 (SD 4.7) years at 35 weeks of gestation.

 

Sung (2016) performed a retrospective cohort study of all consecutive twin pregnancies delivered at or beyond 34 weeks of gestation in a tertiary referral hospital in Seoul (Korea) from 1995 to 2014. This study seems to be the same study as reported by Lee (2016), but the numbers of deliveries differed for each gestational week and other outcomes were reported. A total of 1198 twin pregnancies were included, from which 302 monochorionic twins. The mean age of the cohort was 30.9 (SD 4.0) years at 34 weeks of gestation. Subjects were categorized into two groups. The late-preterm group (N=190) were twins born at a gestational age between 34 0/7 weeks and 36 6/7 weeks. The term group (N=112) were twins born at or beyond 37 0/7 weeks of gestation.

 

Results

1. Neonatal outcomes

1.1 Intra-uterine versus neonatal mortality

The outcome measure perinatal mortality was provided weekly after 34 weeks’ gestation in 13 of the included trials (Awwad, 2014; Barrett, 2012; Bhattachary, 2015; Breatnach, 2011; Burgess, 2014, Hack, 2008; Hack, 2011; Lewi, 2008; Liem, 2013; Lim, 2011; Nakayama, 2012; Norman, 2009; Rode, 2011). The prospective risk of perinatal mortality was calculated for each week from 34 weeks to 38 weeks of gestation. The prospective risk of stillbirth and neonatal death rates in monochorionic pregnancies were respectively 0.9 (95% CI 0.1 to 3.4) and 12.1 (95% CI 4.2 to 34.3) at 34 weeks, 2.8 (95% CI 0.9 to 6.5) and 8.1 (95% CI 3.4 to 19.3) at 35 weeks, 4.5 (95% CI 1.7 to 9.8) and 5.4 (95% CI 2.2 to 13.3) at 36 weeks, 9.6 (95% CI 3.9 to 19.7) and 3.6 (95% CI 1.2 to 11.1) at 37 weeks and 7.6 (95% CI 0.9 to 27.1) and 2.4 (95% CI 0.6 to 10.3) at 38 weeks (Table 1). The pooled risk differences per 1000 pregnancies were shown in figure 1. From 36,5 weeks, a trend was observed where the risk of stillbirth (9.6/1000) was higher than the risk of neonatal death (3.6/1000) with a risk difference of 2.5/1000 at 37 weeks.

 

Table 1 Prospective risk of stillbirth and risk of neonatal death in weekly intervals in uncomplicated monochorionic twin pregnancies from 34 weeks’ gestation (from Cheong-See, 2016)

Gestational age (weeks)

No of stillbirths/No of ongoing pregnancies

Crude risk of stillbirth (per 1000 pregnancies) (95% CI)

No of neonatal deaths/No of women delivered

Risk of neonatal death1 (per 1000 pregnancies) (95% CI)

Pooled risk difference2 (per 1000 pregnancies) (95% CI)

Monochorionic twin pregnancies (13 studies)

34+0-6

2/2149

0.9 (0.1 to 3.4)

4/247

12.1 (4.2 to 34.3)

-15.6 (-40.4 to 9.1)

35+0-6

5/1797

2.8 (0.9 to 6.5)

2/367

8.1 (3.4 to 19.3)

-2.4 (-17.6 to 12.8)

36+0-6

6/1325

4.5 (1.7 to 9.8)

3/534

5.4 (2.2 to 13.3)

-1.5 (-14.4 to 11.4)

37+0-6

7/730

9.6 (3.9 to 19.7)

4/532

3.6 (1.2 to 11.1)

2.5 (-12.4 to 17.4)

38+0-6

2/264

7.6 (0.9 to 27.1)

0/307

2.4 (0.6 to 10.3)

7.0 (-19.7 to 33.7)

1 Risk of neonatal death computed by multilevel logistic regression model.

2 Individual studies risk differences pooled by fixed effect model meta-analysis.

 

Figure 1 Prospective risks of stillbirths from expectant management compared with risks of neonatal mortality from delivery at weekly intervals from 34 weeks’ gestation (34+0-6; 35+0-6; 36+0-6; 37+0-6; 38+0-6; 39+0-6) in monochorionic twin pregnancies (Cheong-See, 2016)

F1

 

Sung (2016) reported no difference in neonatal death between the term group (twins born ≥ 37 weeks of gestation) and the late-preterm group (twins born between 34 and 37 weeks of gestation). In the term group 1 out of 224 children died and in the late-preterm group 1 out of 372 children died (P=1.000). There was also no statistically significant difference in fetal death (stillbirth) between the groups, 0 out of 112 children in the term group born without signs of life and 4 out of 190 in the late-preterm group (P=0.301).

 

1.2 Neonatal infection

The outcome neonatal infection was reported as septicaemia in the systematic review of Cheong-See (2016). The outcome septicaemia was provided weekly after 34 weeks’ gestation in 11 of the included trials (Awwad, 2014; Barrett, 2012; Berezowsky, 2014; Breatnach, 2011; Burgess, 2014; Hack, 2008; Hack, 2011; Lewi, 2008; Lim, 2011; Norman, 2009; Rode, 2011). The prospective risk of septicaemia was calculated for each week from 34 weeks to 38 weeks of gestation. The risk of septicaemia per 1000 deliveries in monochorionic pregnancies was 54.3 (95% CI 23.9 to 118.8) at 34 weeks, 24.4 (95% CI 11.7 to 50.5) at 35 weeks, 10.8 (95% CI 4.6 to 24.9) at 36 weeks, 4.7 (95% CI 1.6 to 14.1) at 37 weeks and 2.1 (95% CI 0.5 to 8.5) at 38 weeks. The relative risk (RR) was calculated, comparing the group delivered before 37 weeks and the group delivered ≥ 37 weeks. The group delivered before 37 weeks had a statistically significant (P=0.01) higher risk on septicaemia compared to the group delivered ≥37 weeks (RR 4.85; 95% CI 1.47 to 16.59).

 

The studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome neonatal infection.

 

1.3 Apgar score of less than 7 at 5 minutes

The systematic review of Cheong-See (2016) did not report the outcome Apgar score of less than 7 at 5 minutes.

 

Sung (2016) reported no difference in the Apgar score of less than 7 at 5 minutes between the late-preterm group (twins born between 34 and 37 weeks of gestation) and the term group (twins born ≥ 37 weeks of gestation). The numbers with an Apgar score of less than 7 at 5 minutes were 4 out of 372 and 2 out of 224 (P=1.000) respectively, which was a RR of 1.20 (95% CI 0.22 to 6.51; P=0.83).

 

1.4 NICU/hospital admission

The outcome NICU admission was provided weekly after 34 weeks’ gestation in 9 of the included trials (Awwad, 2014; Barrett, 2012; Berezowsky, 2014; Burgess, 2014, Lewi, 2008; Liem, 2013; Lim, 2011; Norman, 2009; Rode, 2011). The prospective risk of NICU admission was calculated for each week from 34 weeks to 38 weeks of gestation. The risk of NICU admission per 1000 deliveries in monochorionic pregnancies was 501.6 (95% CI 306.1 to 696.6) at 34 weeks, 316.8 (95% CI 173.2 to 506.6) at 35 weeks, 176.1 (95% CI 88.0 to 321.4) at 36 weeks, 89.7 (95% CI 41.3 to 183.9) at 37 weeks, and 43.4 (95% CI 18.4 to 99.3) at 38 weeks. The relative risk (RR) was calculated, comparing the group delivered before 37 weeks and the group delivered ≥ 37 weeks. The group delivered before 37 weeks had a statistically significant (P<0.0001) higher risk on NICU admission compared to the group delivered ≥ 37 weeks (RR 3.10; 95% CI 2.23 to 4.31).

 

Sung (2016) reported a statistically significant difference in NICU admission between the late-preterm group (twins born between 34 and 37 weeks of gestation) and the term group (twins born ≥ 37 weeks of gestation). The numbers admitted to NICU were 129 out of 372 and 15 out of 224 (P<0.001) respectively, which was an RR of 5.31 (95% CI 3.19 to 8.82; P<0.0001).

 

1.5 Respiratory distress syndrome (RDS)

The outcome RDS was provided weekly after 34 weeks’ gestation in 13 of the included trials. The prospective risk of RDS was calculated for each week from 34 weeks to 38 weeks of gestation. The risk of RDS per 1000 deliveries in monochorionic pregnancies was 176.7 (95% CI 105.2 to 281.5) at 34 weeks, 74.2 (95% CI 43.6 to 123.7) at 35 weeks, 29.1 (95% CI 15.9 to 52.2) at 36 weeks, 11.1 (95% CI 5.3 to 22.8) at 37 weeks and 4.2 (95% CI 1.7 to 10.2) at 38 weeks. The relative risk (RR) was calculated, comparing the group delivered before 37 weeks and the group delivered ≥ 37 weeks. There was a statistically significant difference in RDS between the group delivered before 37 weeks and the group delivered ≥ 37 weeks (RR 6,55; 95% CI 3.30 to 12.98).

 

Sung (2016) reported a statistically significant difference in RDS between the late-preterm group (twins born between 34 and 37 weeks of gestation) and the term group (twins born ≥ 37 weeks of gestation). The numbers with RDS were 10 out of 372 and 0 out of 224 (P=0.016) respectively, which was an RR of 12.67 (95% CI 0.75 to 215.14; P=0.08).

 

1.6 Birthweight

The systematic review of Cheong-See (2016) did not report the outcome birthweight.

 

Sung (2016) reported a statistically significant difference in birthweight between the late-preterm group (twins born between 34 and 37 weeks of gestation, N=372) and the term group (twins born ≥ 37 weeks of gestation, N=224). The mean birthweights were 2.29 (SD 0.37) (P<0.001) and 2.53 (SD 0.35) respectively. This was a mean difference of 0.240 kg (SD 0.76), which was a minimal clinically important difference (SD 0.5).

 

1.7 Acute TTS

The systematic review of Cheong-See (2016) did not report the outcome acute TTS.

 

1.8 Disability (long term)

The systematic review of Cheong-See (2016) did not report the outcome disability.

 

2. Maternal outcomes

2.1 Mode of delivery

Sung (2016) reported no difference (P=0.409) in the delivery mode between the late-preterm group (women with twins born between 34 and 37 weeks of gestation) and the term group (women with twins born ≥ 37 weeks of gestation). The numbers with a vaginal-vaginal delivery, cesarean-cesarean and vaginal-cesarean delivery were 18 (9.5%), 172 (90.5%) and 0 (0%) in the late-preterm group and 14 (12.5%), 98 (87.5%) and 0 (0%) in the term group.

 

The systematic review of Cheong-See (2016) did not report the outcome mode of delivery.

 

2.2 Postpartum hemorrhage

The systematic review of Cheong-See (2016) and the studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome postpartum hemorrhage.

 

2.3 Analgesia

The systematic review of Cheong-See (2016) and the studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome analgesia.

 

2.4 Perineal trauma

The systematic review of Cheong-See (2016) and the studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome perineal trauma.

 

2.5 Breastfeeding at discharge

The systematic review of Cheong-See (2016) and the studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome breastfeeding at discharge.

 

2.6 Maternal satisfaction

The systematic review of Cheong-See (2016) and the studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome maternal satisfaction.

 

2.7 Psychological well-being/ anxiety

The systematic review of Cheong-See (2016) and the studies of Lee (2016) and Sung (2016) did not report the outcome psychological well-being or anxiety.

 

Level of evidence of the literature

The level of evidence of all defined outcomes measures started low, because the evidence was based on observational cohort studies.

 

The level of evidence regarding the outcome measure intra-uterine and neonatal mortality was downgraded by 1 level because of imprecision (wide confidence interval and smaller sample size near term) (-1) to ‘very low’.

 

The level of evidence regarding the outcome measure neonatal infection was downgraded by 1 level because of imprecision (wide confidence interval and smaller sample size near term) (-1) to ‘very low’.

 

The level of evidence regarding the outcome measure Apgar score of less than 7 at 5 minutes was downgraded by 1 level because of imprecision (wide confidence interval) (-1) to ‘very low’.

 

The level of evidence regarding the outcome measure NICU/hospital admission remained ‘low’.

 

The level of evidence regarding the outcome RDS was downgraded by 1 level because of imprecision (wide confidence interval) (-1) to ‘very low’.

 

The level of evidence regarding the outcome measure birthweight remained ‘low’.

 

The level of evidence regarding the outcome measure mode of delivery of less than 7 at 5 minutes was downgraded by 1 level because of imprecision (small number of events) (-1) to very low’.

A systematic review of the literature was performed to answer the following question:

What are the effects of elective birth before 37 weeks of gestation with an uncomplicated monochorionic diamniotic twin pregnancy on maternal and neonatal outcomes compared to elective birth after 37 weeks?

 

P: pregnant women with an uncomplicated monochorionic diamniotic twin pregnancy;

I: elective timing of delivery before 37 weeks;

C: elective timing of delivery after 37 weeks;

O: neonatal outcomes: intra-uterine and neonatal mortality, infections, Apgar score < 7 at 5 minutes, hospital-/ (lenth of) Neonatale Intensive Care Unit (NICU) admission, respiratory distress syndrome (RDS), birth weight, acute Twin Transfusion Syndrome (TTS), disability (longterm).

Maternal outcomes: mode of delivery (spontaneous vaginal, instrumental or caesarean section, failure to progress, or fetal distress), maternal death, postpartum hemorrhage, analgesia, perineal trauma, breastfeeding at discharge, maternal satisfaction, psychological well-being/ anxiety.

 

Relevant outcome measures

The guideline development group considered intra-uterine and neonatal mortality as a critical outcome measure for decision making; and neonatal and maternal morbidity as important outcome measures for decision making.

 

A priori, the working group did not define the outcome measures listed above but used the definitions used in the studies.

 

A priori, the working group did not define minimal clinically (patient) important differences for the outcome measures, as small changes in intra-uterine or neonatal death can have a huge impact on quality of care.

 

Search and select (Methods)

A combined search was performed for the questions about monochorionic twins and dichorionic twins. The databases Medline (via OVID) and Embase (via Embase.com) were searched with relevant search terms until December 12th, 2019. The detailed search strategy is depicted under the tab Methods. The systematic literature search resulted in 543 hits. Studies were selected based on the following criteria:

  • The study population had to meet the criteria as defined in the PICO.
  • Intervention as defined in the PICO.
  • Original research or systematic review.

To answer the question about monochorionic twins, 28 studies were initially selected based on title and abstract screening. After reading the full text, 25 were excluded (see the table with reasons for exclusion under the tab Methods) and three were included.

 

Results

One systematic review and two additional studies were included in the analysis of the literature. Important study characteristics and results are summarized in the evidence tables. The assessment of the risk of bias is summarized in the risk of bias tables.

  1. Cheong-See, F., Schuit, E., Arroyo-Manzano, D., Khalil, A., Barrett, J., Joseph, K. S.,... & Liem, S. (2016). Prospective risk of stillbirth and neonatal complications in twin pregnancies: systematic review and meta-analysis. Bmj, 354, i4353.
  2. Lee, H. J., Kim, S. H., Chang, K. H. J., Sung, J. H., Choi, S. J., Oh, S. Y.,... & Kim, J. H. (2016). Gestational age at delivery and neonatal outcome in uncomplicated twin pregnancies: what is the optimal gestational age for delivery according to chorionicity?. Obstetrics & gynecology science, 59(1), 9-16.
  3. Murray S, MacKay D, Stock S, Pell J, Norman J. Association of Gestational Age at Birth With Risk of Perinatal Mortality and Special Educational Need Among Twins. JAMA Pediatr. 2020 May 1;174(5):437-445. doi: 10.1001/jamapediatrics.2019.6317. PMID: 32150231; PMCID: PMC7063542.
  4. Sung, J. H., Kim, S. H., Kim, Y. M., Kim, J. H., Kim, M. N., Lee, H. R.,... & Roh, C. R. (2016). Neonatal outcomes of twin pregnancies delivered at late-preterm versus term gestation based on chorionicity and indication for delivery. Journal of perinatal medicine, 44(8), 903-911.

Evidence table for systematic review of RCTs and observational studies (intervention studies)

Study reference

Study characteristics

Patient characteristics

Intervention (I)

Comparison / control (C)

Follow-up

Outcome measures and effect size

Comments

Cheong-See, 2016

 

 

SR and meta-analysis of observational cohort studies and cohorts nested in RCTs

 

Literature search up to December 2015

 

Studies included: 32 trials, from which 25 studies about monochorionic twins

 

A: Awwad, 2014

B: Barigye, 2005

C: Barrett, 2012

D: Berezowsky, 2014

E: Bhattachary, 2015

F: Breatnach, 2011

G: Burgess, 2014

H: Dodd, 2012

I: Domingues, 2009

J: Farah, 2011

K: Hack, 2008

L: Hack, 2011

M: Lee, 2008

N: Lewi, 2008

O: Liem, 2013

P: Lim, 2011

Q: Mahony, 2011

R: McPherson, 2012

S: Nakayama, 2012

T: Norman, 2009

U: Rode, 2011

V: Rouse, 2007

W: Russo, 2013

X: Smith, 2010

Y: STORK, 2012

 

Study design:

Retrospective cohort: B, E, G, I, J, K, L, M, Q, R, S, W, X, Y

Prospective cohort: D, F, N,

Prospective RCT: A, C, H, O, P, T, U, V

 

Setting and Country:

A: Lebanon, single centre

B: UK, single centre

C: 25 countries, 106 centres

D: Israel, single centre

E: UK, single centre

F: Ireland, multicentre

G: USA, single centre

H: Australia, New Zealand, 13 centres

I: Portugal, single centre

J: Ireland, single centre

K: Netherlands, 2 centres

L: Netherlands, 11 centres

M: USA, single centre

N: Belgium and Germany, 2 centres

O: Netherlands, 40 centres

P: Netherlands, 55 centres

Q: Ireland, single centre

R: USA, single centre

S: Japan, single centre

T: UK, 9 centres

U: Denmark and Austria, 17 centres

V: USA, 14 centres

W: Italy, single centre

X: USA, single centre

Y: UK, 9 centres

 

Source of funding and conflicts of interest:

Non-commercial funding, no conflicts of interests were reported.

 

Inclusion criteria SR: observational cohort studies and cohorts nested in randomised studies on rates of stillbirth or neonatal outcomes in monochorionic and/or dichorionic twin pregnancies

 

Exclusion criteria SR:

Unclear chorionicity, monoamnionicity, inability to exclude twin to twin transfusion syndrome in fetuses, and

outcomes not provided in weekly or two weekly gestational periods

 

Important patient characteristics at baseline:

Number of patients; characteristics important to the research question

 

N, patients:

A: N=39

B: N=151

C: N=660

D: N=332

E: N=422

F: N=185

G: N=167

H: N=40

I: N=111

J: N=144

K: N=119

L: N=466

M: N=130

N: N=149

O: N=173

P: N=109

Q: N=194

R: N=471

S: N=187

T: N=89

U: N=99

V: N=92

W: N=207

X: N=232

Y: N=527

 

Groups comparable at baseline?

Not reported

No intervention performed.

 

No control group.

 

 

End-point of follow-up:

 

A: 20 weeks until delivery and

Discharge of babies from hospital

B: 24 to >36 weeks

C: 32 to >40 weeks

D: 34 weeks until delivery

E: 26 weeks until delivery

F: 26 weeks until delivery

G: 34 to ≥39 weeks

H: 36+6 weeks to over 39+ weeks.

I: 24 to 35+6 weeks

J: 24 to 39+6 weeks

K: 26 to >40 weeks

L: 32 to >40 weeks

M: 24 to >38 weeks

N: 12 weeks until delivery

O: 26 to 39+6 weeks

P: 15-19 weeks until 6 weeks after delivery

Q: 24 to >38 weeks

R: 20 to >38 weeks

S: 26 to >40 weeks

T: 20 weeks until delivery

U: 18 to 24 weeks until delivery (infants until 18 months post EDD)

V: 16 weeks til delivery

W: 26 to >40 weeks

X: 26 to >40 weeks.

Y: 26 to >40 weeks

 

For how many participants were no complete outcome data available?

Not reported

 

 

 

Neonatal outcomes:

 

1. Perinatal death

Defined as neonatal death: death up to 28 days after delivery

 

Effect measure: number of neonatal deaths/ number of women delivered

34+0-6: 4/247

35+0-6: 2/367

36+0-6: 3/534

37+0-6: 4/532

38+0-6: 0/307

 

Effect measure: risk of neonatal death per 1000 pregnancies (95% CI)

34+0-6: 12.1 (4.2 to 34.3)

35+0-6: 8.1 (3.4 to 19.3)

36+0-6: 5.4 (2.2 to 13.3)

37+0-6: 3.6 (1.2 to 11.1)

38+0-6: 2.4 (0.6 to 10.3)

 

Defined as risk of stillbirth: baby born without signs of life after the age of viability

 

Effect measure: crude risk of stillbirth per 1000 pregnancies (95% CI)

34+0-6: 0.9 (0.1 to 3.4)

35+0-6: 2.8 (0.9 to 6.5)

36+0-6: 4.5 (1.7 to 9.8)

37+0-6: 9.6 (3.9 to 19.7)

38+0-6: 7.6 (0.9 to 27.1)

 

Effect measure: pooled risk difference per 1000 pregnancies (95% CI)

34+0-6: −15.6 (−40.4 to 9.1)

35+0-6: −2.4 (−17.6 to 12.8)

36+0-6: −1.5 (−14.4 to 11.4)

37+0-6: 2.5 (−12.4 to 17.4)

38+0-6: 7.0 (−19.7 to 33.7)

 

2. Neonatal infection

Defined as septicaemia

 

Effect measure: n/N (in 9 studies)

34+0-6: 9/196

35+0-6: 7/283

36+0-6: 3/406

37+0-6: 3/452

38+0-6: 0/237

 

Effect measure: risk/1000 deliveries (95% CI)

34+0-6: 54.3 (23.9 to 118.8)

35+0-6: 24.4 (11.7 to 50.5)

36+0-6: 10.8 (4.6 to 24.9)

37+0-6: 4.7 (1.6 to 14.1)

38+0-6: 2.1 (0.5 to 8.5)

 

3. Apgar score of less than 7 at 5 minutes

Not reported

 

4. NICU/hospital admission

Defined as NICU admission

 

Effect measure: n/N (in 9 studies)

34+0-6: 61/157

35+0-6: 61/229

36+0-6: 44/319

37+0-6: 34/345

38+0-6: 5/168

 

Effect measure: risk/1000 deliveries (95% CI)

34+0-6: 501.6 (306.1 to 696.6)

35+0-6: 316.8 (173.2 to 506.6)

36+0-6: 176.1 (88.0 to 321.4)

37+0-6: 89.7 (41.3 to 183.9)

38+0-6: 43.4 (18.4 to 99.3)

 

5. RDS

Effect measure: n/N (in 10 studies)

34+0-6: 38/178

35+0-6: 22/261

36+0-6: 13/365

37+0-6: 9/424

38+0-6: 0/225

 

Effect measure: risk/1000 deliveries (95% CI)

34+0-6: 176.7 (105.2 to 281.5)

35+0-6: 74.2 (43.6 to 123.7)

36+0-6: 29.1 (15.9 to 52.2)

37+0-6: 11.1 (5.3 to 22.8)

38+0-6: 4.2 (1.7 to 10.2)

 

6. Birthweight

Not reported

 

7. Acute TTS

Not reported

 

8. Disability (long term)

Not reported

 

Maternal outcomes:

No maternal outcomes reported.

Brief description of author’s conclusion: To minimise perinatal deaths, in uncomplicated monochorionic twin pregnancies delivery should be considered at 37 weeks’ gestation.

 

Level of evidence:

The quality of the studies was adequately representative

in 27/32 (84%) and inadequately or unclearly representative in 5/32 (16%).

20 studies (63%) had a low risk of misclassification bias for assessment of gestational age and 25/32 (78%) low risk for determination of chorionicity.

 

 

 

 

 

 

Evidence table for intervention studies (randomized controlled trials and non-randomized observational studies (cohort studies, case-control studies, case series))1

This table is also suitable for diagnostic studies (screening studies) that compare the effectiveness of two or more tests. This only applies if the test is included as part of a test-and-treat strategy - otherwise the evidence table for studies of diagnostic test accuracy should be used.

Study reference

Study characteristics

Patient characteristics 2

Intervention (I)

Comparison / control (C) 3

Follow-up

Outcome measures and effect size 4

Comments

Lee, 2016

Type of study: retrospective cohort study

 

Setting: tertiary referral hospital

 

Country: Seoul,

Korea

 

Source of funding: non-commercial (Ministry of Health and

Welfare, Republic of Korea)

 

Inclusion criteria:

All women with uncomplicated monochorionic and

dichorionic twin pregnancies who delivered at the centre after

35 weeks of gestation

 

Exclusion criteria:

Twin pregnancies complicated by twin-to-twin transfusion syndrome, monoamnionic

twins, discordant twins, intrauterine fetal growth restriction, preterm labor, preterm premature rupture of membranes,

placenta abruption, placenta previa, hypertension (gestational

hypertension, preeclampsia, eclampsia, superimposed preeclampsia,

and chronic hypertension), diabetes (gestational

diabetes and overt diabetes), presence of other severe maternal medical diseases, fetal death before 35 weeks of gestation

or chromosomal anomalies or major congenital malformation in one or more of twins

 

N total at baseline:

Monochorionic: 171

Dichorionic: 526

 

Important prognostic factors2:

Age ± SD:

32.8 ± 4.7 yrs

 

Groups comparable at baseline? NA

 

Not applicable (observational study)

 

 

 

 

Not applicable (observational study)

 

 

Length of follow-up: from 35 weeks till ≥39 weeks of gestation

 

 

Loss-to-follow-up: 0

Intervention:

 

Neonatal outcomes:

 

1. Perinatal death

Defined as neonatal mortality (definition not reported)

 

Effect measure: number of neonatal deaths/ number of women delivered

35+0-6: 0/20

36+0-6: 1/61

37+0-6: 0/68

38+0-6: 0/16

39+: 1/6

 

Defined as fetal death in utero (stillbirth)

 

Effect measure: number of FDIU/ number of women delivered

35+0-6: 1/20

36+0-6: 0/61

37+0-6: 0/68

38+0-6: 0/16

39+: 0/6

 

2. Neonatal infection

Not reported

 

3. Apgar score of less than 7 at 5 minutes

 

Effect measure: number with Apgar score<7 at 5 min/ number of women delivered

35+0-6: 0/20

36+0-6: 1/61

37+0-6: 1/68

38+0-6: 0/16

39+: 1/6

 

4. NICU/hospital admission

Defined as NICU admission

 

Effect measure: number admitted at NICU/ number of women delivered

35+0-6: 7/20

36+0-6: 15/61

37+0-6: 9/68

38+0-6: 2/16

39+: 1/6

 

5. Birthweight

Not reported

 

6. Acute TTS

Not reported

 

7. Disability (long term)

Not reported

 

Maternal outcomes:

No maternal outcomes reported.

 

Sung, 2016

Type of study: retrospective cohort study

 

Setting: tertiary referral hospital

 

Country: Seoul,

Korea

 

Source of funding: non-commercial (Ministry of Health and

Welfare, Republic of Korea)

 

 

Inclusion criteria:

Twin pregnancies having both twin fetuses alive at 34 weeks of gestation and delivered at or beyond 34 weeks of gestation.

 

Exclusion criteria:

Twin pregnancies complicated by twin-to-twin transfusion syndrome

(TTTS), monoamniotic twins, fetal death before 34 weeks of gestation or chromosomal anomalies or major congenital malformation in

one or both twins, and unknown chorionicity

 

N total at baseline: 302

Term: 112

Late-preterm: 190

 

Important prognostic factors2:

Age ± SD:

Term: 30.4 ± 3.1 yrs

Late-preterm: 30.9 ± 4.0 yrs

 

Groups comparable at baseline?

 

Term group: twins born at or beyond 37 0/7 weeks of gestation

 

 

Late-preterm group: twins born at a gestational age between 34+ 0/7 weeks and 36+ 6/7 weeks

Length of follow-up: from 35 weeks till ≥39 weeks of gestation

 

 

Loss-to-follow-up: 0

Intervention:

 

 

Neonatal outcomes:

 

1. Perinatal death

Defined as neonatal death

Term: 1/224

Late-preterm: 1/372

P=1.000

 

Defined as fetal death (stillbirth)

Term: 0/112

Late-preterm: 4/190

P=0.301

 

2. Neonatal infection

No quantitative data for each gestational week reported

 

3. Apgar score of less than 7 at 5 minutes

Term: 2/224

Late-preterm: 4/372

P=1.000

 

4. NICU/hospital admission

Defined as NICU admission

Term: 15/224

Late-preterm: 129/372

P<0.001

 

5. Birthweight, mean±SD (kg)

Term: 2.53±0.35

Late-preterm: 2.29±0.37

P<0.001

 

6. Acute TTS

Not reported

 

7. Disability (long term)

Not reported

 

Maternal outcomes:

1. Mode of delivery

Defined as vaginal-vaginal

Term: 14/112

Late-preterm: 18/190

 

Defined as caesarean-caesarean

Term: 98/112

Late-preterm: 172/190

P=0.409

 

2. Postpartum hemorrhage

Not reported

 

3. Analgesia

Not reported

 

4. Perineal trauma

Not reported

 

5. Breastfeeding at discharge

Not reported

 

6. Maternal satisfaction

Not reported

 

7. Psychological well-being/ anxiety

Not reported

Seems to be the same study as Lee (2016), but other numbers of deliveries were reported.

Notes:

  1. Prognostic balance between treatment groups is usually guaranteed in randomized studies, but non-randomized (observational) studies require matching of patients between treatment groups (case-control studies) or multivariate adjustment for prognostic factors (confounders) (cohort studies); the evidence table should contain sufficient details on these procedures.
  2. Provide data per treatment group on the most important prognostic factors ((potential) confounders).
  3. For case-control studies, provide sufficient detail on the procedure used to match cases and controls.
  4. For cohort studies, provide sufficient detail on the (multivariate) analyses used to adjust for (potential) confounders.

 

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

Cheong-See, 2016

Yes

Yes

No, excluded studies not described

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

No, not for the included studies
  1. Research question (PICO) and inclusion criteria should be appropriate and predefined.
  2. Search period and strategy should be described; at least Medline searched; for pharmacological questions at least Medline + EMBASE searched.
  3. Potentially relevant studies that are excluded at final selection (after reading the full text) should be referenced with reasons.
  4. Characteristics of individual studies relevant to research question (PICO), including potential confounders, should be reported.
  5. Results should be adequately controlled for potential confounders by multivariate analysis (not applicable for RCTs).
  6. 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).
  7. 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)?
  8. 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.
  9. 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.

Risk of bias table for intervention studies (observational: non-randomized clinical trials, cohort and case-control studies)

Study reference

 

 

(first author, year of publication)

Bias due to a non-representative or ill-defined sample of patients?1

 

 

(unlikely/likely/unclear)

Bias due to insufficiently long, or incomplete follow-up, or differences in follow-up between treatment groups?2

 

(unlikely/likely/unclear)

Bias due to ill-defined or inadequately measured outcome?3

 

(unlikely/likely/unclear)

Bias due to inadequate adjustment for all important prognostic factors?4

 

(unlikely/likely/unclear)

Lee and Sung 2016

Unlikely

Unclear, follow-up time not reported

Unlikely

Unlikely
  1. Failure to develop and apply appropriate eligibility criteria: a) case-control study: under- or over-matching in case-control studies; b) cohort study: selection of exposed and unexposed from different populations.
  2. 2 Bias is likely if: the percentage of patients lost to follow-up is large; or differs between treatment groups; or the reasons for loss to follow-up differ between treatment groups; or length of follow-up differs between treatment groups or is too short. The risk of bias is unclear if: the number of patients lost to follow-up; or the reasons why, are not reported.
  3. Flawed measurement, or differences in measurement of outcome in treatment and control group; bias may also result from a lack of blinding of those assessing outcomes (detection or information bias). If a study has hard (objective) outcome measures, like death, blinding of outcome assessment is not necessary. If a study has “soft” (subjective) outcome measures, like the assessment of an X-ray, blinding of outcome assessment is necessary.
  4. Failure to adequately measure all known prognostic factors and/or failure to adequately adjust for these factors in multivariate statistical analysis.

 

Table of excluded studies

Author and year

Reason for exclusion

D'Antonio 2019

No studies >37 weeks of gestation included. Observational studies.

MONOMONO Working Group 2019

Wrong comparison: inpatient versus outpatient management

Murray 2019

Wrong study design: Chorionicity as covariate in model. No comparison <37 weeks and >37 weeks.

Ko 2018

No distinction between mono and dicho

Saccone 2016

No distinction between mono and dicho

Berezowsky 2016

Included in Cheong-See 2016. Observational study

Simoes 2016

37 weeks not included in analysis (only ≥36 weeks)

Page 2015

No distinction between monochorionic and dichorionic

Vilchez 2015

wrong comparison: 37 weeks not included in analysis. Twin pregnancy compared to singleton pregnancy. No distinction between monochorionic and dichorionic

Burgess 2014

Included in Cheong-See 2016.

Dias 2014

Non systematic review: overview article

Dodd 2014

No distinction between monochorionic and dichorionic. Only 2 RCT's included (Dodd 2012, Suzuki, 2000)

Ganchimeg 2014

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2016

Danon 2013

Wrong comparison: monochorionic versus dichorionic (32-33, 34-35 and 36-37 weeks)

D'Antonio 2013

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Vergani 2013

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2018

Dodd 2012

Included in Cheong-See 2016.

Doss, 2012

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Sela 2012

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Sullivan 2012

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Jha 2011

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Vayssiere 2011

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Zipori 2011

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Dodd 2010

Protocol for RCT about the optimal time of birth for women with an uncomplicated multiple pregnancy at and beyond 37 weeks gestation

Lopriore 2008

Before search date (dec 2015) Cheong-See, 2017

Autorisatiedatum en geldigheid

Laatst beoordeeld  : 25-07-2022

Laatst geautoriseerd  : 10-03-2022

Geplande herbeoordeling  : 01-01-2028

Module[1]

Regiehouder(s)[2]

Jaar van autorisatie

Eerstvolgende beoordeling actualiteit richtlijn[3]

Frequentie van beoordeling op actualiteit[4]

Wie houdt er toezicht op actualiteit[5]

Relevante factoren voor wijzigingen in aanbeveling[6]

Optimale termijn bevalling monochoriale tweelingen

NVOG

2022

2027

5 jaar

NVOG

Nieuwe literatuur

[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 Obstetrie en Gynaecologie
Geautoriseerd door:
  • Nederlandse Vereniging voor Anesthesiologie
  • Nederlandse Vereniging voor Kindergeneeskunde
  • Nederlandse Vereniging voor Obstetrie en Gynaecologie
  • Patiëntenfederatie Nederland
  • Koninklijke Nederlandse Organisatie van Verloskundigen

Algemene gegevens

De ontwikkeling van deze richtlijnmodules werd ondersteund door het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (www.demedischspecialist.nl/kennisinstituut) en werd gefinancierd uit de Stichting Kwaliteitsgelden Medisch Specialisten (SKMS). De financier heeft geen enkele invloed gehad op de inhoud van de richtlijnmodule.

 

De richtlijn is ontwikkeld in samenwerking met:

  • Nederlandse Vereniging voor Kindergeneeskunde
  • Koninklijke Nederlandse Organisatie van Verloskundigen
  • Nederlandse Vereniging voor Anesthesiologie
  • Patiëntenfederatie Nederland
  • Nederlandse Vereniging voor Ouders van Meerlingen

Samenstelling werkgroep

Voor het ontwikkelen van de richtlijnmodule is in 2019 een werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van alle relevante specialismen die betrokken zijn bij de zorg voor vrouwen zwanger van een meerling.

 

Werkgroep

  • Dr. C.J. (Caroline) Bax, gynaecoloog-perinatoloog, werkzaam in het Amsterdam UMC te Amsterdam, NVOG (voorzitter)
  • Dr. K.E.A. (Karien) Hack, gynaecoloog, werkzaam in Gelre Ziekenhuizen, locatie Apeldoorn, NVOG
  • Dr. J.M. (Annemieke) Middeldorp, gynaecoloog-perinatoloog, werkzaam in het Leids Universitair Medisch Centrum te Leiden, NVOG
  • Dr. M. (Marieke) Sueters, gynaecoloog, werkzaam in het Leids Universitair Medisch Centrum te Leiden, NVOG
  • Dr. P.L.J. (Philip) DeKoninck, gynaecoloog-perinatoloog, werkzaam in het ErasmusMC Sophia te Rotterdam, NVOG
  • Dr. J.B. (Jan) Derks, gynaecoloog-perinatoloog, werkzaam in het UMC Utrecht te Utrecht, NVOG
  • Prof. dr. E. (Enrico) Lopriore, kinderarts-neonatoloog, werkzaam in het Leids Universitair Medisch Centrum te Leiden, NVK
  • Drs. M.L. (Mark) van Zuylen, anesthesioloog, werkzaam in het Amsterdam UMC te Amsterdam, NVA
  • Drs. I.C.M. (Ingrid) Beenakkers, anesthesioloog, werkzaam in het UMC Utrecht te Utrecht, NVA
  • H. (Hanna) den Hartog-van Veen, zelfstandig verloskundige te Alphen aan den Rijn, KNOV
  • J. (Jolein) Vernooij, klinisch verloskundige, werkzaam in het OLVG te Amsterdam, KNOV
  • J.C. (Anne) Mooij, MSc, adviseur, Patientenfederatie Nederland
  • Dr. S.V. (Steven) Koenen, gynaecoloog, werkzaam in het ETZ, locatie Elisabeth Ziekenhuis, NVOG, lid stuurgroep
  • Dr. J.J. (Hans) Duvekot, gynaecoloog, werkzaam in het Erasmus MC, NVOG, lid stuurgroep

 

Meelezers

  • J. (José) van Bijsterveld, Nederlandse Vereniging voor Ouders van Meerlingen
  • J.D.M. (Jacobien) Wagemaker, MSc, Care4Neo
  • Leden van de Otterlo-werkgroep (2020)

 

Met ondersteuning van

  • Dr. J. (Janneke) Hoogervorst-Schilp, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Dr. L. (Laura) Viester, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Dr. M.A.C. (Marleen) van Son, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Dr. W.J. (Wouter) Harmsen, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten

Belangenverklaringen

De Code ter voorkoming van oneigenlijke beïnvloeding door belangenverstrengeling is gevolgd. Alle werkgroepleden hebben schriftelijk verklaard of zij in de laatste drie jaar directe financiële belangen (betrekking bij een commercieel bedrijf, persoonlijke financiële belangen, onderzoeksfinanciering) of indirecte belangen (persoonlijke relaties, reputatiemanagement) hebben gehad. Gedurende de ontwikkeling of herziening van een module worden wijzigingen in belangen aan de voorzitter doorgegeven. De belangenverklaring wordt opnieuw bevestigd tijdens de commentaarfase.

 

Een overzicht van de belangen van werkgroepleden en het oordeel over het omgaan met eventuele belangen vindt u in onderstaande tabel. De ondertekende belangenverklaringen zijn op te vragen bij het secretariaat van het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten.

 

Werkgroeplid

Functie

Nevenwerkzaamheden

Gemelde belangen

Actie

Bax*

Gynaecoloog-perinatoloog Amsterdam UMC

Gastvrouw Hospice Xenia Leiden (onbetaald)

Geen

Geen actie

Beenakkers

Anesthesioloog UMCU/WKZ

Geen

Geen

Geen actie

DeKoninck

Gynaecoloog, Erasmus MC

Geen

Geen

Geen actie

Derks

Gynaecoloog/ perinatoloog

Geen

Geen

Geen actie

Duvekot

Gynaecoloog, Erasmus MC

Directeur 'Medisch Advies en Expertise Bureau Duvekot', Ridderkerk, ZZP'er

Geen

Geen actie

Hack

Gynaecoloog, Gelre Ziekenhuizen Apeldoorn

Bestuurslid Werkgroep Klinische Verloskunde (NVOG) - onbetaald
Lid Wetenschapscommissie (NVOG) - onbetaald
Lokale Taskforce Stoppen-met-Roken Apeldoorn e.o. - onbetaald

 

Geen actie

Koenen

Gynaecoloog, ETZ Tilburg

Incidenteel juridische expertise (betaald)

Geen

Geen actie

Lopriore

Hoofd afdeling neonatologie LUMC sinds 2013 hoogleraar neonatologie, in het bijzonder foetale geneeskunde sinds 2016

Geen

Geen

Geen actie

Middeldorp

Leids Universitair Medisch Centrum
Gynaecoloog perinatoloog
sectiehoofd Verloskunde

Geen

LUMC is nationaal verwijscentrum voor foetale behandeling, dus ook voor de behandeling van gecompliceerde monochoriale zwangerschappen.
Mede vanwege deze expertise is naar ik aanneem om mijn medewerking aan deze richtlijn verzocht
De inhoud van de richtlijn zal mijns inziens niet tot financieel gewin van het LUMC leiden.

Geen actie

Mooij

Adviseur Patientenbelang, Patientenfederatie Nederland

Geen

Geen

Geen actie

Sueters

Gynaecoloog, LUMC

Geen

Geen

Geen actie

Van Zuylen

Anesthesioloog i.o. Amsterdam UMC- locatie AMC

Geen

Geen

Geen actie

Van Veen

1e lijns verloskundige, zzp'er, waarneemster voor Vivre praktijk voor verloskunde en echoscopie in Alphen a/d Rijn

Sensiplanconsulente: cursussen geven, vrijwilligersvergoeding. Toetsgroepbegeleider: voor 1e lijns verloskundigen, onbetaald

Geen

Geen actie

Vernooij

Klinisch verloskundige (1fte) - Physician Assistant in opleiding - klinisch verloskundige

Werkgever: OLVG locatie Oost, Amsterdam

Geen

Geen

Geen actie

*Voorzitter werkgroep

Inbreng patiëntenperspectief

Er werd aandacht besteed aan het patiëntenperspectief door vertegenwoordigers van de Patiëntenfederatie Nederland en de Nederlandse Vereniging voor Ouders van Meerlingen af te vaardigen in de clusterwerkgroep. De conceptrichtlijn werd tevens ter commentaar voorgelegd aan de betrokken patiëntenverenigingen.

Methode ontwikkeling

Evidence based

Werkwijze

AGREE

Deze richtlijnmodules zijn opgesteld conform de eisen vermeld in het rapport Medisch Specialistische Richtlijnen 2.0 van de adviescommissie Richtlijnen van de Raad Kwaliteit. Dit rapport is gebaseerd op het AGREE II instrument (Appraisal of Guidelines for Research & Evaluation II; Brouwers, 2010).

 

Knelpuntenanalyse

Tijdens de voorbereidende fase inventariseerden de voorzitter van de werkgroep en de adviseur de knelpunten. Tevens is er een knelpunteninventarisatie gedaan in november 2018 middels een Invitational conference met onder andere meerlingen als onderwerp.

 

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 cruciaal (kritiek voor de besluitvorming), belangrijk (maar niet cruciaal) en onbelangrijk. Tevens definieerde de werkgroep tenminste voor de cruciale uitkomstmaten welke verschillen zij klinisch (patiënt) relevant vonden.

 

Methode literatuursamenvatting

Een uitgebreide beschrijving van de strategie voor zoeken en selecteren van literatuur en de beoordeling van de risk-of-bias van de individuele studies is te vinden onder ‘Zoeken en selecteren’ onder Onderbouwing. De beoordeling van de kracht van het wetenschappelijke bewijs wordt hieronder toegelicht.

 

Beoordelen van de kracht van het wetenschappelijke bewijs

De kracht van het wetenschappelijke bewijs werd bepaald volgens de GRADE-methode. GRADE staat voor ‘Grading Recommendations Assessment, Development and Evaluation’ (zie http://www.gradeworkinggroup.org/). De basisprincipes van de GRADE-methodiek zijn: het benoemen en prioriteren van de klinisch (patiënt) relevante uitkomstmaten, een systematische review per uitkomstmaat, en een beoordeling van de bewijskracht per uitkomstmaat op basis van de acht GRADE-domeinen (domeinen voor downgraden: risk of bias, inconsistentie, indirectheid, imprecisie, en publicatiebias; domeinen voor upgraden: dosis-effect relatie, groot effect, en residuele plausibele confounding).

 

GRADE onderscheidt vier gradaties voor de kwaliteit van het wetenschappelijk bewijs: hoog, redelijk, laag en zeer laag. Deze gradaties verwijzen naar de mate van zekerheid die er bestaat over de literatuurconclusie, in het bijzonder de mate van zekerheid dat de literatuurconclusie de aanbeveling adequaat ondersteunt (Schünemann, 2013; Hultcrantz, 2017).

 

GRADE

Definitie

Hoog
  • er is hoge zekerheid dat het ware effect van behandeling dicht bij het geschatte effect van behandeling ligt;
  • het is zeer onwaarschijnlijk dat de literatuurconclusie klinisch relevant verandert wanneer er resultaten van nieuw grootschalig onderzoek aan de literatuuranalyse worden toegevoegd.

Redelijk
  • er is redelijke zekerheid dat het ware effect van behandeling dicht bij het geschatte effect van behandeling ligt;
  • het is mogelijk dat de conclusie klinisch relevant verandert wanneer er resultaten van nieuw grootschalig onderzoek aan de literatuuranalyse worden toegevoegd.

Laag
  • er is lage zekerheid dat het ware effect van behandeling dicht bij het geschatte effect van behandeling ligt;
  • er is een reële kans dat de conclusie klinisch relevant 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 dicht bij het geschatte effect van behandeling ligt;
  • de literatuurconclusie is zeer onzeker.

 

Bij het beoordelen (graderen) van de kracht van het wetenschappelijk bewijs in richtlijnen volgens de GRADE-methodiek spelen grenzen voor klinische besluitvorming een belangrijke rol (Hultcrantz, 2017). Dit zijn de grenzen die bij overschrijding aanleiding zouden geven tot een aanpassing van de aanbeveling. Om de grenzen voor klinische besluitvorming te bepalen moeten alle relevante uitkomstmaten en overwegingen worden meegewogen. De grenzen voor klinische besluitvorming zijn daarmee niet één op één vergelijkbaar met het minimaal klinisch relevant verschil (Minimal Clinically Important Difference, MCID). Met name in situaties waarin een interventie geen belangrijke nadelen heeft en de kosten relatief laag zijn, kan de grens voor klinische besluitvorming met betrekking tot de effectiviteit van de interventie bij een lagere waarde (dichter bij het nuleffect) liggen dan de MCID (Hultcrantz, 2017).

 

Overwegingen (van bewijs naar aanbeveling)

Om te komen tot een aanbeveling zijn naast (de kwaliteit van) het wetenschappelijke bewijs ook andere aspecten belangrijk en worden meegewogen, zoals aanvullende argumenten uit bijvoorbeeld de biomechanica of fysiologie, waarden en voorkeuren van patiënten, kosten (middelenbeslag), aanvaardbaarheid, haalbaarheid en implementatie. Deze aspecten zijn systematisch vermeld en beoordeeld (gewogen) onder het kopje ‘Overwegingen’ en kunnen (mede) gebaseerd zijn op expert opinion. Hierbij is gebruik gemaakt van een gestructureerd format gebaseerd op het evidence-to-decision framework van de internationale GRADE Working Group (Alonso-Coello, 2016a; Alonso-Coello, 2016b). Dit evidence-to-decision framework is een integraal onderdeel van de GRADE-methodiek.

 

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 (Agoritsas, 2017; Neumann, 2016). De sterkte van de aanbeveling wordt altijd bepaald door weging van alle relevante argumenten tezamen. De werkgroep heeft bij elke aanbeveling opgenomen hoe zij tot de richting en sterkte van de aanbeveling zijn gekomen.

 

In de GRADE-methodiek wordt onderscheid gemaakt tussen sterke en zwakke (of conditionele) aanbevelingen. De sterkte van een aanbeveling verwijst naar de mate van zekerheid dat de voordelen van de interventie opwegen tegen de nadelen (of vice versa), gezien over het hele spectrum van patiënten waarvoor de aanbeveling is bedoeld. De sterkte van een aanbeveling heeft duidelijke implicaties voor patiënten, behandelaars en beleidsmakers (zie onderstaande tabel). Een aanbeveling is geen dictaat, zelfs een sterke aanbeveling gebaseerd op bewijs van hoge kwaliteit (GRADE-gradering HOOG) zal niet altijd van toepassing zijn, onder alle mogelijke omstandigheden en voor elke individuele patiënt.

 

Implicaties van sterke en zwakke aanbevelingen voor verschillende richtlijngebruikers

 

Sterke aanbeveling

Zwakke (conditionele) aanbeveling

Voor patiënten

De meeste patiënten zouden de aanbevolen interventie of aanpak kiezen en slechts een klein aantal niet.

Een aanzienlijk deel van de patiënten zouden de aanbevolen interventie of aanpak kiezen, maar veel patiënten ook niet.

Voor behandelaars

De meeste patiënten zouden de aanbevolen interventie of aanpak moeten ontvangen.

Er zijn meerdere geschikte interventies of aanpakken. De patiënt moet worden ondersteund bij de keuze voor de interventie of aanpak die het beste aansluit bij zijn of haar waarden en voorkeuren.

Voor beleidsmakers

De aanbevolen interventie of aanpak kan worden gezien als standaardbeleid.

Beleidsbepaling vereist uitvoerige discussie met betrokkenheid van veel stakeholders. Er is een grotere kans op lokale beleidsverschillen.

 

Organisatie van zorg

In de knelpuntenanalyse en bij de ontwikkeling van de richtlijnmodule is expliciet aandacht geweest voor de organisatie van zorg: alle aspecten die randvoorwaardelijk zijn voor het verlenen van zorg (zoals coördinatie, communicatie, (financiële) middelen, mankracht en infrastructuur). Randvoorwaarden die relevant zijn voor het beantwoorden van deze specifieke uitgangsvraag zijn genoemd bij de overwegingen.

 

Commentaar- en autorisatiefase

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

 

Literatuur

Agoritsas, T., Merglen, A., Heen, A. F., Kristiansen, A., Neumann, I., Brito, J. P.,... & Guyatt, G. H. (2017). UpToDate adherence to GRADE criteria for strong recommendations: an analytical survey. BMJ open, 7(11).

Alonso-Coello, P., Schünemann, H. J., Moberg, J., Brignardello-Petersen, R., Akl, E. A., Davoli, M.,... & Morelli, A. (2018). GRADE Evidence to Decision (EtD) frameworks: a systematic and transparent approach to making well informed healthcare choices. 1: Introduction. Gaceta sanitaria, 32(2), 166-e1.

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. Cmaj, 182(18), E839-E842.

Hultcrantz, M., Rind, D., Akl, E. A., Treweek, S., Mustafa, R. A., Iorio, A.,... & Katikireddi, S. V. (2017). The GRADE Working Group clarifies the construct of certainty of evidence. Journal of clinical epidemiology, 87, 4-13.

Richtlijnen, A., & Kwaliteit, R. (2012). Medisch specialistische richtlijnen 2.0. Utrecht: Orde van Medisch Specialisten.

https://richtlijnendatabase.nl/over_deze_site/richtlijnontwikkeling.html.

Neumann, I., Santesso, N., Akl, E. A., Rind, D. M., Vandvik, P. O., Alonso-Coello, P.,... & Guyatt, G. H. (2016). A guide for health professionals to interpret and use recommendations in guidelines developed with the GRADE approach. Journal of clinical epidemiology, 72, 45-55.

Schünemann, H., Brożek, J., Guyatt, G., & Oxman, A. (2013). GRADE handbook for grading quality of evidence and strength of recommendations. Updated October 2013. The GRADE Working Group, 2013. Available from guidelinedevelopment. org/handbook. 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). Grading quality of evidence and strength of recommendations for diagnostic tests and strategies. Bmj, 336(7653), 1106-1110.

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.

Volgende:
Optimale termijn bevalling dichoriale tweelingen