(Antropometrische) maten bij ondervoeding
Uitgangsvraag
Welke (antropometrische) maten kunnen gebruikt worden voor de diagnostiek van ondervoeding bij geriatrische patiënten?
Aanbeveling
Gebruik het MNA voor het bepalen van de voedingstoestand van geriatrische patiënten.
Overwegingen
Uit de onderzochte literatuur komt naar voren dat de genoemde maten matig tot slecht overeenkomen met ondervoeding vastgesteld d.m.v. de ‘referentiematen’ MNA of SGA. Het bepalen van alléén deze maten geeft daarom geen beter beeld van de voedingstoestand van in het ziekenhuis of verpleeghuis opgenomen geriatrische patiënten dan een gevalideerd en geaccepteerd assessmentinstrument. Omdat het MNA is ontwikkeld voor het vaststellen van ondervoeding bij ouderen, adviseert de werkgroep het MNA te (blijven) gebruiken als meetinstrument om ondervoeding bij geriatrische patiënten vast te stellen. De eerder genoemde (antropometrische) maten maken vrijwel allemaal deel uit van de meer complexe MNA.
Het SGA wordt veelal gebruikt als een prognostisch instrument en is niet specifiek gevalideerd voor ouderen. De werkgroep raadt het SGA dan ook niet aan voor deze specifieke doelgroep.
Onderbouwing
Achtergrond
Om de voedingstoestand te kunnen bepalen is het advies gebruik te maken van een gevalideerd assessmentinstrument. In de praktijk en in onderzoeksverband wordt regelmatig gebruik gemaakt van eenvoudige, snel te meten antropometrische maten zoals gewicht(-sverlies), body mass index (BMI), bovenarm- of kuitomtrek en handknijpkracht. Het is onduidelijk of deze enkelvoudige maten de voedingstoestand net zo goed kunnen benaderen als een assessmentinstrument.
Conclusies
|
Laag GRADE |
BMI heeft een matige sensitiviteit en specificiteit, een matig tot slechte correlatie en een lage odds ratio voor ondervoeding (vastgesteld door middel van het MNA, MNA SF of SGA) bij geriatrische patiënten.
Bronnen niveau B: Leandro-Merhi et al,. 2011; Leandro-Merhi et al., 2012; Duran Alert et al., 2012; Isenring et al., 2012; Langkamp-Henken et al., 2005 |
|
Laag GRADE |
Bovenarmomtrek heeft een matige sensitiviteit en specificiteit, een matig tot slechte correlatie en een lage odds ratio voor met ondervoeding (vastgesteld door middel van het MNA, MNA SF of SGA) bij geriatrische patiënten.
Bronnen niveau B: Leandro-Merhi et al., 2011; Leandro-Merhi et al., 2012; Duran Alert et al., 2012; Isenring et al., 2012, Langkamp-Henken et al., 2005; Donini et al., 2003; Vellas et al., 2000 |
|
Laag GRADE |
Kuitomtrek heeft een matige sensitiviteit en specificiteit, een matige correlatie en een lage odds ratio voor ondervoeding (vastgesteld door middel van het MNA of SGA) bij geriatrische patiënten.
Bronnen niveau B: Leandro-Merhi et al., 2011; Leandro-Merhi et al., 2012; Duran Alert et al., 2012; Isenring et al., 2012 |
|
|
Er zijn geen artikelen gevonden die de relatie tussen handknijpkracht en ondervoeding bij in het ziekenhuis of verpleeghuis opgenomen geriatrische patiënten hebben onderzocht.
Bronnen: expert opinion |
|
Laag GRADE |
Anamnestisch gewichtsverlies vertoont een matige correlatie met ondervoeding (vastgesteld met betrekking tot het MNA ) bij geriatrische patiënten.
Bronnen niveau B: Duran Alert et al., 2012 |
Samenvatting literatuur
Omdat dit een interventievraag betreft werd deze vraag volgens de GRADE methodiek beoordeeld (voor toelichting zie inleiding). Er werden acht studies gevonden die de (antropometrische) maten (BMI, bovenarmomtrek, kuitomtrek, handknijpkracht, percentage (ongewild) gewichtsverlies) vergeleken met een gevalideerd screeningsinstrument. In deze studies werd als referentiemaat (‘gouden standaard’) het MNA of het SGA gebruikt. Het MNA is een assessmentinstrument dat is gevalideerd voor het bepalen van de voedingstoestand van ouderen. Het SGA is een assessmentinstrument, gebaseerd op klinische waarnemingen, dat vooral wordt gebruikt als een prognostisch instrument voor klinisch beloop. SGA is niet specifiek gevalideerd voor ouderen. Hieronder volgt een korte omschrijving van de acht geïncludeerde artikelen.
Leandro-Merhi et al. (2011) onderzochten in een dwarsdoorsnede onderzoek de voorspellende waarde van body mass index (BMI), arm omtrek, triceps huidplooi (en de daaruit te berekenen bovenarmspieromtrek) en kuitomtrek voor het MNA classificatie bij gehospitaliseerde oudere patiënten. Zij includeerden hiervoor 109 patiënten van 60 jaar en ouder binnen 48 uur na ziekenhuisopname. Terminale patiënten en patiënten met een incompleet medisch dossier werden geëxcludeerd. Volgens het MNA werd 62% van deze patiënten als niet -ondervoed geclassificeerd, 30% als risico op ondervoeding en 8% als ondervoed.
Het artikel van Leandro-Merhi et al. (2012) is een vervolg op bovengenoemde studie. Het aantal geïncludeerde patiënten bedroeg inmiddels 132. Dezelfde in- en exclusiecriteria werden gehanteerd. Het MNA classificaties voor deze grotere groep waren als volgt: 55% niet ondervoed, 35% risico op ondervoeding, 11% ondervoed.
Duran Alert et al. (2012) includeerden in een dwarsdoorsnede onderzoek 40 gehospitaliseerde geriatrische patiënten van 74 jaar en ouder. Volgens het MNA was 43% ondervoed, 33% liep risico op ondervoeding en 25% was niet ondervoed. Er werd gekeken naar de correlatie tussen MNA en BMI, gewichtsverlies, arm- en kuitomtrek.
Isenring et al. (2012) onderzochten bij 127 bewoners van een verzorgingshuis (55 jaar en ouder) de relatie tussen MNA of SGA, BMI, kuitomtrek en bovenarmspieromtrek. Volgens het MNA was 13% ondervoed, 45% liep risico op ondervoeding en 42% was niet ondervoed. Volgens het SGA waren deze percentages respectievelijk 12%, 16% en 72%.
Vellas et al. (2000) onderzocht de relatie tussen antropometrische waarden (kuitomtrek en midden arm omtrek) en het MNA bij 155 ouderen. Volgens het MNA was 34% niet-ondervoed, 28% liep risico en 35% was ondervoed.
Bauer et al. (2005) vergeleek het MNA en SGA met BMI bij patiënten van 65 jaar en ouder die opgenomen waren op een geriatrische afdeling. Volgens het MNA was 30% niet-ondervoed, 38% liep risico en 32% was ondervoed. Volgens het SGA was dit respectievelijk 55%, 41% en 4%.
Langkamp-Henken et al. (2005) bekeek de relatie tussen het MNA (en MNA SF), BMI en kuitomtrek bij mannelijke veteranen (gemiddelde leeftijd 79 jaar) met decubitus. Volgens het MNA was 13% niet-ondervoed, 30% liep risico en 57% was ondervoed.
Donini et al. (2003) onderzocht bij geriatrische patiënten opgenomen in het ziekenhuis de relatie tussen MNA en midden bovenarmspieromtrek en midden bovenarmomtrek. Volgens het MNA was 2% niet-ondervoed, 30% liep risico en 68% was ondervoed.
Resultaten
BMI
De sensitiviteit, specificiteit, sensitiviteit en correlatie tussen MNA, MNA SF en SGA met BMI zijn weergegeven in tabel 4.4 (evidence tabellen). De sensitiviteit tussen MNA en BMI varieerde van 57%-77%, de specificiteit tussen MNA en BMI varieerde van 83%-84% (Leandro-Merhi et al., 2011; Isenring et al., 2012). De correlatie tussen MNA en BMI varieerde van 32% tot 66% (Duran Alert et al., 2012). De correlatie tussen MNA SF en BMI was 73%, p<0,001 (Langkamp-Henken et al., 2005). De sensitiviteit van SGA ten opzichte van BMI was 57% en de specificiteit 88% (Isenring et al., 2012).
Bovenarmomtrek
De sensitiviteit, specificiteit, sensitiviteit en correlatie tussen MNA, MNA SF en SGA met bovenarmomtrek zijn weergegeven in tabel 4.5. De sensitiviteit tussen MNA en bovenarmomtrek varieerde van 28%-80%, de specificiteit tussen MNA en BMI varieerde van 62%-94% (Leandro-Merhi et al., 2011; Isenring et al., 2012). De correlatie tussen MNA en bovenarmomtrek varieerde van 0,35, p=0,01 tot 0,69 p<0,001 (Langkamp-Henneken et al., 2005; Vellas et al., 2000). De sensitiviteit van SGA ten opzichte van bovenarmomtrek was 81% en de specificiteit 70% (Isenring et al., 2012).
Kuitomtrek
De sensitiviteit, specificiteit, sensitiviteit en correlatie tussen MNA, MNA SF en SGA met kuitomtrek zijn weergegeven in tabel 4.6. De sensitiviteit tussen MNA en kuitomtrek varieerde van 41%-88%, de specificiteit tussen MNA en BMI varieerde van 67%-86% (Leandro-Merhi et al., 2011; Isenring et al., 2012). De correlatie tussen MNA en kuitomtrek varieerde van 0,46, p<0,001 tot 0,73 p<0,001 (Duran Alert et al., 2012; Vellas et al., 2000). De sensitiviteit van SGA ten opzichte van kuitomtrek was 77% en de specificiteit 74% (Isenring et al., 2012).
Handknijpkracht
Geen van de acht artikelen onderzocht de relatie tussen handknijpkracht en MNA of SGA.
Anamnestisch (Ongewild) gewichtsverlies
Alleen Duran Alert (2012) keek naar deze relatie. Duran Alert et al. (2012) schatten het gewichtsverlies in de laatste 3 maanden door het interviewen van patiënten en/of familieleden van de patiënten. Zij vonden een correlatie tussen MNA en anamnestisch gewichtsverlies van -0,553 (P<0,001).
Tabel 4.4 Correlatie tussen MNA, MNA SF en SGA met BMI.
|
Studie |
Sensitiviteit |
Specificiteit |
Correlatie |
Odds ratio |
|
MNA |
||||
|
Leandro-Merhi et al. (2011) |
- |
- |
- |
1/OR = 0,825 (95% BI 0,748-0,911) |
|
Leandro-Merhi et al. (2012) |
60% |
83% |
- |
- |
|
Duran Alert et al. (2012) |
- |
- |
r=0,318 (P<0,05) |
- |
|
Isenring et al. (2012) |
77% |
84% |
- |
- |
|
Langkamp-Henken et al. (2005) |
- |
- |
r=0,66 (P=0,0006) |
- |
|
MNA SF |
||||
|
Langkamp-Henken et al. (2005) |
- |
- |
r=0,73 (P=0,0001) |
- |
|
SGA |
||||
|
Isenring et al. (2012) |
57% |
88% |
- |
- |
Bauer et al. (2005) vond een significante associatie tussen het MNA en BMI en tussen SGA en BMI (beide P<0.01). Zij kwantificeren deze associatie echter niet. Vellas et al. (2000) en Donini et al. (2003) onderzochten de relatie tussen MNA, SGA en BMI niet.
Bovenarmomtrek
Tabel 4.5 Correlatie tussen MNA, MNA SF en SGA met bovenarmomtrek.
|
Studie |
Sensitiviteit |
Specificiteit |
Correlatie |
Odds ratio |
|
MNA |
||||
|
Leandro-Merhi et al. (2011) |
- |
- |
- |
Armomtrek 1/OR=0,787 (95% BI 0,704-0,880) Bovenarmspier-omtrek 1/OR=0,975 (95% BI 0,961-0,988) |
|
Leandro-Merhi et al. (2012) |
28% |
94% |
- |
- |
|
Duran Alert et al. (2012) |
|
|
r=0,416 (P<0,05) |
- |
|
Isenring et al. (2012) |
80% |
62% |
- |
- |
|
Langkamp-Henken et al. (2005) |
- |
- |
Middenarm-omtrek r=0,35 (P=0,01) |
- |
|
Donini et al. (2003) |
- |
- |
Middenarm-omtrek r=0,36 (P<0,01) Middenarm-spieromtrek r=0,36 (P<0,01) |
- |
|
Vellas et al. (2000) |
- |
- |
Middenarm-omtrek Mannen: r=0,69 (P<0,001) Vrouwen: r=0,62 (P<0,001) |
- |
|
MNA SF |
||||
|
Langkamp-Henken et al. (2005) |
- |
- |
Middenarm-omtrek r=0,38 (P=0,08) |
- |
|
SGA |
||||
|
Isenring et al. (2012) |
81% |
70% |
- |
- |
Bauer et al. (2005) onderzochten deze relatie niet.
Kuitomtrek
Tabel 4.6 Correlatie tussen MNA, MNA SF en SGA met kuitomtrek
|
Studie |
Sensitiviteit |
Specificiteit |
Correlatie |
Odds ratio |
|
MNA |
||||
|
Leandro-Merhi et al. (2011) |
- |
- |
- |
1/OR=0,825 (95% BI 0,738-0,938) |
|
Leandro-Merhi et al. (2012) |
41% |
86% |
- |
- |
|
Duran Alert et al. (2012) |
- |
- |
r=0,46 (P<0,001) |
- |
|
Isenring et al. (2012) |
88% |
67% |
- |
- |
|
Langkamp-Henken et al. (2005) |
- |
- |
r=0,46 (P=0,03) |
- |
|
Vellas et al. (2000) |
- |
- |
Mannen: r=0,73 (P<0,001) Vrouwen: r=0,62 (P<0,001) |
- |
|
MNA SF |
||||
|
Langkamp-Henken et al. (2005) |
- |
- |
r=0,47 (P=0,03) |
- |
|
SGA |
||||
|
Isenring et al. (2012) |
77% |
74% |
- |
- |
Bauer et al. (2005) en Donini et al. (2003) onderzochten deze relatie niet.
Zoeken en selecteren
Om de uitgangsvraag te kunnen beantwoorden is een systematische literatuuranalyse verricht naar de volgende wetenschappelijke vraagstelling:
Wat is de waarde (in termen van sensitiviteit, specificiteit, correlatie en voorspellende waarde) van BMI, bovenarmomtrek, kuitomtrek, handknijpkracht en percentage (ongewild) gewichtsverlies ten opzichte van veel gebruikte gevalideerde assessmentinstrumenten voor ondervoeding zoals het MNA en het SGA voor het bepalen van ondervoeding bij geriatrische patiënten?
De werkgroep achtte sensitiviteit, specificiteit, correlatie en voorspellende waarde (odds ratio) van belang om de validiteit van de bestudeerde maten ten opzichte van de referentiemaat vast te kunnen stellen. Als referentiemaat werd gebruik gemaakt van gevalideerde en geaccepteerde assessmentinstrumenten.
In de database Medline (OVID) is gezocht naar ‘malnutrition’, ‘body mass index’, ‘anthropometry’, ‘hand Strength’, ‘weight loss’, ‘calf or calves or arm circumference’, ‘hand strength or grip’, ‘elderly or frail* or geriat*’ vanaf 1995. De literatuurzoekactie leverde 802 treffers op. Studies werden geselecteerd op grond van de volgende selectiecriteria: ‘systematic review, observationeel of cohort’ bij geriatrische kaukasische patiënten, waarbij de antropometrische instrumenten werden vergeleken met de veelgebruikte, gevalideerde screeningsinstrumenten. Op basis van titel en abstract werden in eerste instantie 40 studies voorgeselecteerd. Na raadpleging van de volledige tekst, werden vervolgens 32 studies geëxcludeerd, en acht studies definitief geselecteerd. Deze acht studies zijn opgenomen in de literatuuranalyse.
De beoordeling van de mate van sensitiviteit, specificiteit, correlatie en de odds ratio is gedaan op basis van onderstaande criteria (tabel 4.3, gebaseerd op van Bokhorst de van der Schuren et al. 2013):
Tabel 4.3 Beoordeling van de mate van sensitiviteit, specificiteit, correlatie coëfficiënt en odds ratio
|
|
Goed/Hoog |
Matig/Gemiddeld |
Slecht/Laag |
|
Sensitiviteit (se) en specificiteit (sp) |
Se en sp >80% |
Se of sp <80%, maar beide >50% |
Se of sp <50% |
|
Correlatie coëfficiënt |
>0,75 |
0,40-0,75 |
<0,40 |
|
Odds ratio |
>3 (of 1/OR <0,33) |
2-3 (of 1/OR 0,33 – 0,50) |
<2 (of 1/OR > 0,50) |
Bewijskracht van de literatuur
Bij beoordelen van de studie volgens GRADE is de bewijskracht matig, omdat index testen vergeleken werden met een referentietest (MNA of SGA). Er werd een punt afgetrokken wegens “incorporation bias’’, omdat BMI, bovenarmomtrek, anamnestisch gewichtsverlies en kuitomtrek ook als parameter zijn opgenomen in het MNA. Daarnaast betroffen het kleine aantallen patiënten en werd er geen correctie toegepast voor confounding. De conclusies van de literatuurstudie zijn vanwege deze incorporation bias kritisch bekeken omdat dit waarschijnlijk leidt tot een overschatting van de sensitiviteit en specificiteit.
Referenties
- Bauer, J.M., Kaiser, M.J., Anthony, P., Guigoz, Y., & Sieber, C.C. (2008). The Mini Nutritional Assessment--its history, today's practice, and future perspectives. Nutr.Clin.Pract., 23, 388-396.
- Bauer, J.M., Vogl, T., Wicklein, S., Trögner, J., Mühlberg, W., & Sieber, C.C. (2005). Comparison of the Mini Nutritional Assessment, Subjective Global Assessment, and Nutritional Risk Screening (NRS 2002) for nutritional screening and assessment in geriatric hospital patients. Z Gerontol Geriatr., 38 (5), 322-7.
- Bavelaar, J.W., Otter, C.D., Bodegraven, A.A. van, Thijs, A., & Bokhorst-de van der Schueren, M.A. van (2008). Diagnosis and treatment of (disease-related) in-hospital malnutrition: the performance of medical and nursing staff. Clin Nutr, 27, 431-438.
- Bokhorst-de van der Schueren, M.A.E. van, Realino Guaitoli, P., Jansma, E.P., & Vet, H.C.W. de (2013). Meta-analyses. Nutrition screening tools: Does one size fit all? A systematic review of screening ools for the hospital setting. Clinical Nutrition, 1-20, (in press).
- Donini, L.M., Savina, C., Rosano, A., De Felice, M.R., Tassi, L., De Bernardini, L., Cannella, C. (2003). MNA predictive value in the follow-up of geriatric patients. J Nutr Health Aging., 7 (5), 282-93.
- Durán Alert, P., Milà Villarroel, R., Formiga, F., Virgili Casas, N., & Vilarasau Farré, C. (2012). Assessing risk screening methods of malnutrition in geriatric patients: Mini Nutritional Assessment (MNA) versus Geriatric Nutritional Risk Index (GNRI). Nutr Hosp., 27 (2), 590-8.
- Elia, M. (2003). The 'MUST' report. Nutritional screening of adults: a multidisciplinairy responsibility. Malnutrition Advisory Group (MAG). Redditch, BAPEN. Ref Type: Report
- Guigoz, Y. (2006). The Mini Nutritional Assessment (MNA) review of the literature--What does it tell us? J.Nutr.Health Aging, 10, 466-485.
- Guigoz, Y., Vellas, B., & Garry, P.J. (1994). Mini Nutritional Assessment: a practical assessment tool for grading the nutritional state of elderly patients. Facts Res Geriontol (Suppl nutrition)., 15-59.
- Isenring, E.A., Banks, M., Ferguson, M., & Bauer J.D. (2012). Beyond malnutrition screening: appropriate methods to guide nutrition care for aged care residents. J Acad Nutr Diet., 112 (3), 376-81.
- Kondrup, J., Allison, S.P., Elia, M., Vellas, B., & Plauth, M. (2003). ESPEN guidelines for nutrition screening 2002. Clin Nutr, 22, 415-421.
- Kruizenga, H.M., Seidell, J.C., Vet, H.C.W. de, Wierdsma, N.J., & Bokhorst-de Van der Schueren M.A. van (2005). Development and validation of a hospital screening tool for malnutrition: the short nutritional assessment questionnaire (SNAQ). Clin Nutr, 24, 75-82.
- Langkamp-Henken, B., Hudgens, J., Stechmiller, J.K., & Herrlinger-Garcia, K.A. (2005). Mini nutritional assessment and screening scores are associated with nutritional indicators in elderly people with pressure ulcers. J Am Diet Assoc., 105 (10), 1590-6.
- Leandro-Merhi, V.A., & De Aquino, J.L. (2011). Anthropometric parameters of nutritional assessment as predictive factors of the Mini Nutritional Assessment (MNA) of hospitalized elderly patients. J Nutr Health Aging., 15 (3), 181-6.
- Leandro-Merhi, V.A., Luiz Braga de Aquino, J., & Gonzaga Teixeira de Camargo, J. (2012). Agreement between body mass index, calf circumference, arm circumference, habitual energy intake and the MNA in hospitalized elderly. J Nutr Health Aging., 16 (2), 128-32.
- Mueller, C., Compher, C., Ellen, D.M. & A.S.P.E.N. (2011). Clinical guidelines: Nutrition screening, assessment, and intervention in adults. JPEN J Parenter Enteral Nutr, (35), 16-24.
- Omidvari, A.H., Vali, Y., Murray, S.M., Wonderling, D., & Rashidian, A. (2013). Nutritional screening for improving professional practice in hospita land primary care settings. Cochrande Database of Systematic Reviews (6), art.No. CD005539. DOI: 10.1002/14651858.pub2.
- Rubenstein, L.Z., Harker, J.O., Salva, A., Guigoz, Y., & Vellas, B. (2001). Screening for undernutrition in geriatric practice: developing the short-form mini-nutritional assessment (MNA-SF). J Gerontol A Biol Sci Med Sci, (56), M366-M372.
- Skipper, A., Ferguson, M., Thompson, K., Castellanos, V.H., & Porcari, J. (2012). Nutrition screening tools: an analysis of the evidence. JPEN J Parenter Enteral Nutr, (36), 292-298.
- Vellas, B., Guigoz, Y., Baumgartner, M., Garry, P.J., Lauque, S., & Albarede, J.L. (2000). Relationships between nutritional markers and the mini-nutritional assessment in 155 older persons. J Am Geriatr Soc., 48 (10),1300-9.
- Venrooij, L.M.W. van, Vos, R. de, Borgmeijer-Hoelen, A.M.M.J., Kruizenga, H.M., Jonkers-Schuitema, C.F., & Mol, B.A.M.J. de (2007). Quick-and-easy nutritional screening tools to detect disease-related undernutrition in hospital in- and outpatient settings: A systematic review of sensitivity and specificity. e-SPEN, 2, 21-37.
- Volkert, D., Saeglitz, C., Gueldenzoph, H., Sieber, C.C., & Stehle, P. (2010). Undiagnosed malnutrition and nutrition-related problems in geriatric patients. J Nutr Health Aging, 14, 387-92.
- White, J.V., Guenter, P., Jensen, G., Malone, A., Schofield, M., Academy Malnutrition Work Group, A.S.P.E.N. Malnutrition Task Force, & A.S.P.E.N. Board of Directors (2012). Consensus Statement: Academy of Nutrition and Dietetics and American Society for Enteral Nutrition: Characteristics recommended for the identification and documentation of malnutrition (undernutrition). JPEN, 36, 275-83.
Evidence tabellen
|
Study reference |
Study characteristics |
Patient characteristics
|
Index test (test of interest) |
Reference test
|
Follow-up |
Outcome measures and effect size |
Comments |
|
Leandro-Merhi 2011 |
Type of study: Cross sectional
Setting: Hospital
Country: Brazil
Source of funding:
|
Inclusion criteria: Age > 60 years, having undergone nutritional assessment within 48 hours of hospital admission, not being in the terminal stage of a disease, and medical records containing information on the nutritional status, disease and length of hospital stay (LHS).
Exclusion criteria: medical records with incomplete nutritional status information, not having undergone nutritional status assessment
N= 109
Mean age ± SD: Malnourished: 76.4 ± 11.4 At risk: 71.9 ± 6.7 Well nourished: 69.1 ± 7.2
Sex: 64% M
Other important characteristics: MNA: Malnourished: 8.26% At risk: 30.28% Well nourished:61.47% |
Describe index test: Arm circumference: Flexible and inelastic metric tape measure with 0.1cm accuracy according to WHO’s standard technique.
Triceps skin fold: measured with skin calliper Lange Skinfold Caliper.
Mid-arm muscle circumference: measured with skin calliper Lange Skinfold Caliper. MAMC calculated by formula MAMC=AC – (TST x 0.314)
BMI: dividing weight by height squared and classified according to criteria Lipschitz (1994).
Cut-off point(s): BMI: Underweight: BMI <22 Normal weight: 22<BMI<27 Overweight: BMI ≥ 27 |
Describe reference test: MNA
Cut-off point(s): Unclear. |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? N (%): Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available): Arm circumference, triceps skin fold, mid-arm muscle circumference, BMI.
Arm circumference: OR=0.787, P<0.0001, 95%CI: 0.704-0.880
Triceps skin fold: OR=0.920, P=0.0014, 95%CI: 0.874-0.968
Mid-arm muscle circumference: OR=0.975, P=0.0003, 95%CI: 0.961-0.988
BMI: OR=0.825, P=0.0001, 95%CI: 0.748-0.911)
Calf circumference: OR=0.832, P=0.0026, 95%CI: 0.738-0.938
BMI: OR=0.825, P=0.0001, 95%CI: 0.748-0.911 |
|
|
Leandro – Merhi 2012 |
Type of study: Cross sectional
Setting: Hospitalised eldery
Country: Brazil
Source of funding: |
Inclusion criteria: age > 60 years, having undergone nutritional assessment within 48 hours of hospital admission, not being in the terminal stage of a disease, and medical records containing information on the nutritional status, disease and length of hospital stay (LHS)
Exclusion criteria: medical records with incomplete nutritional status information, not having undergone nutritional status assessment shortly after hospital admission, patients admitted only for clinical investigations and tests, and those suffering from edema or ascites (which would lead to a misleading interpretation of the anthropometric data)
N= 132
Mean age ± SD: 71.7 ± 8.2 yrs
Sex:60 % M
Other important characteristics: BMI: 24.5 ± 6.1
MNA: Well nourished: 54.5% At risk: 34.9% Malnourished: 10.6% |
Arm circumference (AC): Flexible and inelastic metric tape measure with 0.1cm accuracy according to WHO’s standard technique.
BMI: dividing weight by height squared and classified according to criteria Lipschitz (1994).
Calf circumference (CC)
Cut-off point(s): BMI: Underweight: BMI <22 Normal weight: 22<BMI<27 Overweight: BMI ≥ 27
AC: criteria Frisancho, Burr & Phillips
CC: 31 cm
|
Describe reference test: MNA (Mini nutritional assessment)
Cut-off point(s): Maximum score of 30 points Well nourished: ≥ 24 At risk of malnutrition: 17-23.5 Malnourished: <17 |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available): BMI, Calf circumference, arm circumference.
* zie tabel bij het sterretje. |
|
*
|
|
M +RM Sens |
Well nour Spec |
AUC + Kappa |
|
BMI <22 |
30/50 (60%) |
54/65 (83.1%) |
0.78; 0.44 |
|
CC <31 |
24/58 (41.4%) |
62/72 (86.1%) |
0.72; 0.29 |
|
AC <P10 |
17/60 (28.3%) |
68/72 (94.4%) |
0.80; 0.24 |
|
Study reference |
Study characteristics |
Patient characteristics |
Index test (test of interest) |
Reference test
|
Follow-up |
Outcome measures and effect size |
Comments |
|
Duran Alert 2012 |
Type of study: Cross sectional study
Setting: Hospitalized geriatric patients
Country: Spain
Source of funding: |
Inclusion criteria: All patients over the age of 74 who were admitted to the AGW (Acute Geriatric Ward).
Exclusion criteria were: the presence of wellknown liver disease, neoplasic disorders or terminal condition.
N=40
Mean age ± SD: Female: 84.6 ± 5.59 yrs Male: 83.45 ± 7.91 yrs
Sex: 27.5 % M
Other important characteristics: MNA <17: 17 (42.5%) MNA 17-23.5: 13 (32.5%) MNA >24: 10 (25%) |
Describe index test: BMI Arm circumference Calf circumference Weight loss in previous 3 months.
Cut-off point(s): |
Describe reference test: MNA
Cut-off point(s): Maximum score of 30 points Well nourished: ≥ 24 At risk of malnutrition: 17-23.5 Malnourished: <17 |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
MNA vs. Arm circumference: ANOVA p-value: 0.042 (P<0.05) Correlation coefficient: 0.416 (p<0.05)
MNA vs. Calf circumference: ANOVA p-value: 0.012 (P<0.05) Correlation coefficient: 0.445 (P<0.05)
MNA vs. Weight loss in previous 3 months: ANOVA p-value: 0.001 (P<0.001) Correlation coefficient: -0.553 (P<0.001)
MNA vs. BMI: ANOVA p-value: 0.012 (P<0.05) Correlation coefficient: 0.318 (p<0.001) |
|
|
Isenring 2012 |
Type of study: Cross sectional observational study
Setting: Older adults (55+) from 2 long-term facilities.
Country: Australia
Source of funding:
|
Inclusion criteria: Resident of one of two long-term-care settings in southeast Queensland, Australia
Exclusion criteria: Residents were excluded if they were younger than age 55 years or non- English speaking.
N= 127
Mean age ± SD: 82.7 ± 9
Sex: 31.5% M
Other important characteristics: MNA: Well nourished: 53 (42%) At risk: 57 (45%) Malnourished: 17 (13%) |
Describe index test: BMI Calf circumference CAMA (corrected arm muscle area)
Cut-off point(s): BMI ≤ 22 was used to indicate malnutrition at risk
Calf circumference ≤31 cm malnutrition risk
CAMA: Men: ≤21.4 cm2 Women: ≤ 21.6 cm2
|
Describe reference test: MNA
Cut-off point(s): Maximum score of 30 points Well nourished: ≥ 24 At risk of malnutrition: 17-23.5 Malnourished: <17 |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
MNA vs. BMI Sensitivity: 76.5 % Specificity: 83.6 % Κ= 0.446 ± 0.096
MNA vs. Calf circumference Sensitivity: 88.2% Specificity: 67.3% Κ= 0.301 ± 0.073
MNA vs. CAMA Sensitivity: 80% Specificity: 61.5% Κ= 0.193 ± 0.067 |
|
|
Donini 2003 |
Type of study: Cross sectional
Setting: Geriatric hospital
Country: Italy
Source of funding: Not stated |
Inclusion criteria: All patients admitted to geriatric hospital whose nutritional status were able to monitor for over 3 months.
Exclusion criteria: Not stated
N= 167
Mean age ± SD: Male: 79.6 ± 9 Female: 83.3 ± 8
Sex: 25% M
Other important characteristics: MNA: Well nourished (≥ 24): 2.4% At risk (17-24): 29.9% Malnourished (<17): 67.7% |
Mid-upper arm muscle circumference (MAMC) = arm circumference – (π * triceps skinfold thickness)
Mid-upper arm circumference (MAC) |
Describe reference test: MNA Maximum score of 30 points
Well nourished: ≥ 24 At risk of malnutrition: 17-23.5 Malnourished: <17 |
Endpoint of follow-up: Within first 48 h after hospital admittance.
For how many participants were no complete outcome data available? Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
MAC: Pearson’s r correlation ad admission =0.36 (P<0.01)
MAMC: Pearson’s r correlation ad admission = 0.35 (P<0.35) |
|
|
Langkamp-Henken |
Type of study: Cross sectional
Setting: Veterans affairs medical center nursing home care units
Country: USA
Source of funding: Florida Agricultural Experiment Station and grant from the National Institute of Nursing Research |
Inclusion criteria: Resident of the Veterans Affairs medical center nursing home care units in two southeastern cities, aged 65 years or older, and stage II or more severe pressure ulcer.
Exclusion criteria: Diabetes treated by insulin, renal failure (serum creatinine 220 mol/L)*, hepatic failure (abnormally elevated liver enzymes), evidence of a systemic infection, an immune deficiency disease, or received immunosuppressive medications.
N= 23
Mean age ± SEM: 79 ± 1
Sex: 100% M
Other important characteristics: MNA: Well nourished (≥ 24): 3 (13%) At risk (17-23.5): 7 (30%) Malnourished (<17): 13 (57%) |
BMI, calf circumference, mid-arm circumference. |
MNA Maximum score of 30 points
Well nourished: ≥ 24 At risk of malnutrition: 17-23.5 Malnourished: <17
MNA Screening Form |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
MNA: BMI: r=0.66 (P=0.0006) Calf circumference: r=0.46 (P=0.0286) Mid-arm circumference: r=0.35 (P=0.01068)
MNA Screening Form: BMI: r=0.73 (P=0.0001) Calf circumference: r=0.47 (P=0.0247) Mid-arm circumference: r=0.38 (P=0.0774)
|
|
|
Bauer 2005 |
Type of study: Cross sectional
Setting: Acute geriatric wards of the Geriatric Clinic
Country: Germany
Source of funding:
|
Inclusion criteria: all patients above age 65 who were admitted consecutively to two acute geriatric wards
Exclusion criteria: Not stated
N= 121
Mean age ± SD: 80.2 ± 7.7 yr
Sex:32 % M
Other important characteristics: MNA: Well nourished: 24 (30%) At risk (17-24): 30 (37.5%) Malnourished (<17): 26 (32.5%) |
BMI |
MNA SGA |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? MNA: 41 patients (34%) SGA: 1 patient (0.8%)
Reasons for incomplete outcome data described? Could not complete MNA or SGA |
Outcome measures and effect size (include 95%CI and p-value if available):
Highly significant association with MNA and BMI (not quantified, P<0.01 Kruskal Wallis)
Highly significant association with SGA and BMI (not quantified, P<0.01 Kruskal Wallis) |
|
|
Vellas 2000 |
Type of study: Prospective study
Setting: Geriatric evaluation unit or free living in community
Country: France
Source of funding: Nestle |
Inclusion criteria: Not stated
Exclusion criteria: Not stated
N=155
Mean age (range): 78 (56-97) yrs Sex: 34% M
Other important characteristics: MNA: Well nourished (≥ 24): 53 (34%) At risk (17-24): 43 (28%) Malnourished (<17): 55 (35%) |
Calf circumference, mid-arm circumference |
Describe reference test: MNA Maximum score of 30 points
Well nourished: ≥ 24 At risk of malnutrition: 17-23.5 Malnourished: <17 |
Endpoint of follow-up: Not applicable
For how many participants were no complete outcome data available? Not applicable
Reasons for incomplete outcome data described? Not applicable |
Calf circumference (Pearson Correlation Coefficient): Men: r=0.73 (P<0.001) Women: r=0.62 (P<0.001)
Mid-arm circumference (Pearson Correlation Coefficient): Men: r=0.69 (P<0.001) Women: r=0.62 (P<0.001) |
|
Table of quality assessment – diagnostic test accuracy studies
(The criteria used in this checklist are adapted from: Whiting P, Rutjes AW, Dinnes J et al. (2004). Development and validation of methods for assessing the quality of diagnostic accuracy studies. Health Technology Assessment 8: 1–234, following guidance from the Cochrane Collaboration only 11 items are included).
|
Study reference
(first author, year of publication) |
1 Was the spectrum of patients representative of the patients who will receive the test in practice?
yes/no/unclear |
2 Is the reference standard likely to correctly classify the target condition?
yes/no/unclear |
3 Is the time period between reference standard and index test short enough to be reasonably sure that the target condition did not change between the two tests?
yes/no/unclear |
4 Did the whole sample or a random selection of the sample, receive verification using a reference standard?
yes/no/unclear |
5 Did patients receive the same reference standard irrespective of the index test result?
yes/no/unclear |
6 Was the reference standard independent of the index test (i.e. the index test did not form part of the reference standard)?
yes/no/unclear |
7+8 Were the index test results interpreted without knowledge of the results of the reference standard and vice versa?
yes/no/unclear |
9 Were the same clinical data available when test results were interpreted as would be available when the test is used in practice?
yes/no/unclear |
10 Were uninterpretable/ intermediate test results reported?
yes/no/unclear |
11 Were withdrawals from the study explained?
yes/no/unclear |
Level of evidence
|
|
Leandro-Merhi 2011 |
Yes |
Unclear, MNA cut offs not stated. |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Not applicable |
B |
|
Leandro-Merhi 2012 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Not applicable |
B |
|
Duran Alert 2012 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Not applicable |
B |
|
Isenring 2012 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Not applicable |
B |
|
Donini 2003 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Not applicable |
B |
|
Langkamp – Henken 2005 |
Unclear, patients with pressure ulcers. Excluded: Diabetes treated by insulin, renal failure, hepatic failure, evidence of a systemic infection, an immune deficiency disease, or received immunosuppressive medications. |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Not applicable |
B |
|
Bauer 2005 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
No, not explained why 41 patients were not able to complete MNA |
B |
|
Vellas 2000 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
No |
Unclear |
Yes |
No |
Unclear |
B |
A1: Meta-analysis of at least 2 independent studies of level A2.
A2: Index test compared to reference test (reference standard); cut-offs were defined a priori; independent interpretation of test results; an adequate number of patients were enrolled consecutively; all patients received both tests.
B: Index test compared to reference test, but without all the features mentioned for level A2.
C: Non-comparative studies.
Verantwoording
Autorisatiedatum en geldigheid
Laatst beoordeeld : 01-01-2013
Laatst geautoriseerd : 01-01-2013
Geplande herbeoordeling : 01-01-2019
Uiterlijk in 2018 bepaalt het bestuur van de NVKG of deze richtlijn nog actueel is. Zo nodig wordt een nieuwe werkgroep geïnstalleerd om de richtlijn te herzien. De geldigheid van de richtlijn komt eerder te vervallen indien nieuwe ontwikkelingen aanleiding zijn een herzieningstraject te starten.
De NVKG is als houder van deze richtlijn de eerstverantwoordelijke voor de actualiteit van deze richtlijn. De andere aan deze richtlijn deelnemende wetenschappelijk verenigingen of gebruikers van de richtlijn delen de verantwoordelijkheid en informeren de eerstverantwoordelijke over relevante ontwikkelingen binnen hun vakgebied.
Algemene gegevens
De richtlijn werd ontwikkeld met medewerking van: Nederlandse Vereniging van Diëtisten (NVD), het Nederlands Huisartsen Genootschap (NHG), het Ouderenfonds, samenwerkende ouderenbonden (CSO) en Verenso.
De richtlijnontwikkeling werd gefinancierd uit de Kwaliteitsgelden Medisch Specialisten (SKMS).
Doel en doelgroep
Doel
Met de richtlijn Ondervoeding bij de geriatrische patiënt wil de werkgroep de dagelijkse zorg voor ondervoede geriatrische patiënten verbeteren door klinisch geriaters en hun team praktische handvatten te bieden. Met behulp van de bijbehorende vier kwaliteitsindicatoren zal gemonitord worden of de zorg ook daadwerkelijk verbeterd.
Doelgroep
De richtlijn is primair geschreven voor gebruik door klinisch geriaters/ internisten ouderengeneeskunde en hun multidisciplinaire team. Het beschrijft de situatie van patiënten die door klinisch geriaters in het ziekenhuis, hetzij klinisch hetzij poliklinisch, worden behandeld. Hij richt zich op geriatrische patiënten in het bijzonder, en niet zozeer op oudere patiënten in het algemeen. De werkgroep kan zich voorstellen dat andere zorgprofessionals in andere zorgsettingen, bijvoorbeeld specialisten ouderengeneeskunde of huisartsen, de richtlijn zouden willen gebruiken.
Samenstelling werkgroep
Voor het ontwikkelen van de richtlijn is in 2012 een multidisciplinaire werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van relevante specialismen die betrokken zijn bij de zorg voor ondervoede geriatrische patiënten (zie hiervoor de samenstelling van de werkgroep).
De werkgroepleden 2012 zijn door hun beroepsverenigingen gemandateerd voor deelname.
De werkgroep is verantwoordelijk voor de integrale tekst van deze richtlijn.
In 2013 is de ‘Richtlijn ondervoeding bij de geriatrische patiënt’ gereviseerd door:
- Mw. dr. D.Z.B. van Asselt, voorzitter, klinisch geriater, Medisch Centrum Leeuwarden, NVKG
- Mw. dr. M.A.E. van Bokhorst - de van der Schueren, senior onderzoeker VU medisch centrum, Amsterdam en lector Voeding in relatie tot Sport en Gezondheid, Hogeschool van Arnhem en Nijmegen, Nijmegen, NVD
- Dhr. drs. A.J. Arends, klinisch geriater, Havenziekenhuis Rotterdam, NVKG
- Mw. drs. M.C. Meinardi, internist ouderengeneeskunde, Albert Schweitzer ziekenhuis, NIV
- Mw. drs. M.E. Van Houten, klinisch geriater, Sint Lucas Andreas Ziekenhuis, NVKG
- Dhr. dr. C.J. Kalisvaart, klinisch geriater, Kennemer Gasthuis Haarlem, NVKG
- Mw. I. Loman Msc, junior adviseur, Kennisinstituut van Medisch Specialisten
- Dhr. ir. T. van Barneveld, directeur, Kennisinstituut van Medisch Specialisten
De oorspronkelijke ‘Leidraad ondervoeding bij de geriatrische patiënt’ is in 2010 ontwikkeld door:
- Mw. dr. D.Z.B. van Asselt, klinisch geriater
- Mw. dr. M.A.E. van Bokhorst-de van der Schueren
- Dhr. prof. dr. M.G.M. Olde Rikkert, klinisch geriater
Met medewerking van:
- Mw. dr. T.J.M. van der Cammen, internist-klinisch geriater
- Dhr. L.G.M. Disselhorst, klinisch geriatervoedingskundige
- Dhr. A. Janse, klinisch geriater
- Mw. S. Lonterman-Monasch, klinisch geriater
- Dhr. dr. H.A.A.M. Maas, klinisch geriater
- Mw. M.E. Popescu, klinisch geriater
- Mw. dr. C.J.M. Schölzel-Dorenbos, klinisch geriater
- Dhr. W.M.W.H. Sipers, klinisch geriater
- Dhr. C.M.M. Veldhoven, huisarts
- Dhr. H.H. Wijnen, klinisch geriater
Belangenverklaringen
De werkgroepleden 2012 hebben schriftelijk verklaard of ze in de laatste vijf jaar een (financieel ondersteunde) betrekking onderhielden met commerciële bedrijven, organisaties of instellingen die in verband staan met het onderwerp van de richtlijn. Een overzicht hiervan vindt u in tabel 1.
Tabel 1: Overzicht belangenverklaringen van de leden van de werkgroep ‘Richtlijn Ondervoeding’
|
Werk-groep-lid |
Functie |
Nevenfuncties |
Persoonlijke financiële belangen |
Persoonlijke relaties |
Reputatie-management |
Extern gefinancierd onderzoek |
Kennis-valorisatie |
Overige belangen |
Getekend |
|
Mw. dr. M.A.E. van Bokhorst |
senior onderzoeker diëtiek en voedingswetenschappen, lector voeding in relatie tot sport en gezondheid |
Lid stuurgroep Ondervoeding (onbetaald), bestuurslid NESPEN (onbetaald), bestuurslid ESPEN (onbetaald), wetenschappelijke adviesraad NVD (onbetaald), associate editor Clinical Nutrition (onbetaald), lid oncologische adviesraad Nutricia |
geen |
geen |
geen |
Huidig: subsidie (open call) van TKI-Agrofood voor onderzoek naar eiwitverrijkte voeding bij ouderen; voorheen: unrestricted grant voor maken Leidraad ondervoeding van Nutricia |
geen |
geen |
ja |
|
Dhr. dr. K. Kalisvaart |
Klinisch geriater |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
Ja |
|
Dhr. drs. A. Arends |
Klinisch geriater |
voorzitter Richtlijn commissie NVKG |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
Ja |
|
Mw. dr. D.Z.B. van Asselt |
Klinisch geriater |
lid adviesraad Nutricia, lid adviesraad kwetsbare ouderen, lid adviesraad dementie |
geen |
lid adviesraad Nutricia over kwetsbaarheid en Souvenaid |
Lid Stuurgroep Ondervoeding, Voorzitter Special Interest Groep (onder) voeding bij de geriatrische patiënt van de NVKG |
Onderzoek verricht gesponsord door Nutricia (2maal); Unrestricted grant voor maken Leidraad ondervoeding van Nutricia gehad. |
geen |
Gelden ontvangen van ABBOTT i.v.m. geven van adviezen over ondervoeding in de geriatrie aan geneticus/diëtisten. |
ja |
|
Mw. drs. M.C. Meinardi |
Internist ouderengeneeskunde |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
geen |
ja |
|
Mw. drs. M. van Houten |
Klinisch geriater, heden geen patiëntgebonden werkzaamheden, arts-docent masterfase interne geneeskunde, psychiatrie en neurologie |
Onbetaald lid commissie protocollen en richtlijnen NVKG, werkzaamheden: deelname live en telefonische vergadering |
n.v.t. |
n.v.t. |
geen |
n.v.t. |
n.v.t. |
n.v.t. |
ja |
Methode ontwikkeling
Evidence based
Implementatie
In de verschillende fasen van de richtlijnontwikkeling is rekening gehouden met de implementatie van de richtlijn en de praktische uitvoerbaarheid van de aanbevelingen. Daarbij is nadrukkelijk gelet op factoren die de invoering van de richtlijn in de praktijk kunnen bevorderen of belemmeren.
De richtlijn wordt digitaal verspreid onder alle relevante beroepsgroepen. De richtlijn is te downloaden vanaf de website van de NVKG, via de website van de Kwaliteitskoepel en op de richtlijnendatabase.
Werkwijze
Leidraad ondervoeding
De in 2010 ontwikkelde Leidraad Ondervoeding bij de geriatrische patiënt werd in 2012/2013 herzien. Bij deze herziening werd aandacht besteed aan de eisen van het rapport ‘Richtlijnen 2.0’ van de adviescommissie Richtlijnen van de Raad WOK. Daarnaast werden twee uitgangsvragen toegevoegd en uitgewerkt met een systematische literatuuranalyse over diagnostiek van ondervoeding met behulp van antropometrische maten en over de behandeling van ondervoeding met extra eiwit en energie.
AGREE
Voor de herziening werd gebruik gemaakt van het AGREE II instrument (Appraisal of Guidelines for Research & Evaluation II) (www.agreecollaboration.org), een internationaal breed geaccepteerd instrument voor de beoordeling van de kwaliteit van richtlijnen.
Uitgangsvragen en uitkomstmaten
De werkgroep inventariseerde voor de twee extra uitgangsvragen welke uitkomstmaten voor de geriatrische patiënt relevant zijn, waarbij zowel naar gewenste als ongewenste effecten werd gekeken. De werkgroep waardeerde deze uitkomstmaten volgens hun relatieve belang als cruciaal, belangrijk en onbelangrijk.
Strategie voor zoeken en selecteren van literatuur
Voor de twee toegevoegde uitgangsvragen werd 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 zoekactie of gebruikte trefwoorden van de zoekactie en de gehanteerde selectiecriteria zijn te vinden in het hoofdstuk van 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 (bias) te kunnen schatten. Deze beoordelingen kunt u vinden in de kolom ‘Beoordeling kwaliteit studie’ van een evidencetabel.
Samenvatten van de literatuur
De relevante onderzoeksgegevens van alle geselecteerde artikelen werden overzichtelijk weergegeven in evidencetabellen. De belangrijkste bevindingen uit de literatuur werden beschreven in de samenvatting van de literatuur.
Beoordelen van de kracht van het wetenschappelijke bewijs
Bij het beoordelen van interventievragen werd de kracht van het wetenschappelijke bewijs bepaald volgens de GRADE methode. GRADE staat voor ‘Grading Recommendations Assessment, Development and Evaluation’ (zie http://www.gradeworkinggroup.org/) (Atkins et al., 2004).
Voor het beoordelen van vragen over waarde diagnostische tests, schade of bijwerkingen, etiologie en prognose werd de methodologische kwaliteit van individuele studies en het Niveau van bewijskracht van de bepaald volgens de EBRO-methode (van Everdingen et al., 2004 (zie tabel 1 en 2).
Tabel 1. Methodologische kwaliteit van individuele studies volgens de EBRO-methode
|
Bewijs niveau |
Interventie |
Diagnostisch accuratesse onderzoek |
Schade of bijwerkingen, etiologie, prognose |
|
A1 |
Systematische review / meta-analyse van min. 2 onafhankelijk van elkaar uitgevoerde onderzoeken van A2-niveau |
||
|
A2 |
Gerandomiseerd dubbelblind vergelijkend klinisch onderzoek van goede kwaliteit van voldoende omvang |
Onderzoek t.o.v. 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 cohort onderzoek van voldoende omvang en follow-up, waarbij adequaat gecontroleerd is voor ‘confounding’ en selectieve follow-up voldoende is uitgesloten. |
|
B |
Vergelijkend onderzoek, maar niet met alle kenmerken als genoemd onder A2 (ook patiënt-controle onderzoek, cohortonderzoek) |
Onderzoek t.o.v. een referentietest, maar niet met alle kenmerken die onder A2 zijn genoemd |
Prospectief cohort onderzoek, maar niet met alle kenmerken als genoemd onder A2 of retrospectief cohort onderzoek of patiënt-controle onderzoek |
|
C |
Niet-vergelijkend onderzoek |
||
|
D |
Mening van deskundigen |
||
Tabel 2. Niveau van bewijskracht van de conclusie volgens de EBRO-methode
|
EBRO |
Conclusie gebaseerd op |
Bewoording |
|
Niveau 1 |
Onderzoek van niveau A1 of tenminste 2 onafhankelijk van elkaar uitgevoerde onderzoeken van niveau A2 |
Hoog |
|
Niveau 2 |
1 onderzoek van niveau A2 of tenminste 2 onafhankelijk van elkaar uitgevoerde onderzoeken van niveau B |
Matig |
|
Niveau 3 |
1 onderzoek van niveau B of C |
Laag |
|
Niveau 4 |
Mening van deskundigen |
Zeer laag |
Formuleren van de conclusies
Voor de vraag over de waarde van diagnostische tests, is het wetenschappelijke bewijs samengevat in een of meerdere conclusie, waarbij het niveau van het meest relevante bewijs is weergegeven.
Voor de vraagstelling over de interventie werd als volgt gewerkt:
Bij interventievragen verwijst de conclusie niet naar een of meer artikelen, maar wordt getrokken op basis van alle studies samen (body of evidence). Hierbij maakten de werkgroepleden de balans op van elke interventie. Bij het opmaken van de balans werden de gunstige en ongunstige effecten voor de patiënt afgewogen.
Per uitkomstmaat werd het niveau van de bewijslast bepaald op basis van alle beoordeelde studies samen (zie http://www.gradeworkinggroup.org/). GRADE kent vier niveaus: hoog, matig, laag en zeer laag. Een hoog niveau betekent dat er veel vertrouwen is in de juistheid van de schatting van de uitkomstmaat en dat het zeer onwaarschijnlijk is dat toekomstig onderzoek de schatting van de uitkomstmaat zal veranderen. Een lage bewijslast betekent dat er veel onzekerheid is over de juistheid van de uitkomstmaat en bij toekomstig onderzoek de resultaten nog zeer waarschijnlijk zullen veranderen.
Het onderzoeksdesign bepaalt het startniveau van de bewijslast: systematische literatuuranalyses van gerandomiseerde gecontroleerde studies (RCT’s) starten hoog en systematische literatuuranalyses van observationele onderzoeken starten laag. Er zijn vijf beperkende factoren, waarvan elk de bewijslast met één of twee niveaus kan verlagen. De werkgroep bepaalde hoe belangrijk de beperkende factoren waren.
- beperkingen in de onderzoeksopzet: in dit geval is er bij een belangrijk percentage van de geselecteerde studies sprake van selectiebias, performance bias, attrition bias of detection bias waardoor het risico op vertekening van het gepoolde effect hoog is;
- inconsistentie: er is sprake van onverklaarde statistische heterogeniteit van de resultaten;
- indirectheid: er is onzekerheid over de overeenkomst tussen de doelgroep van de richtlijn en de beschreven onderzoekspopulatie (PICOs van de richtlijn sluiten niet aan bij PICOs van de beoordeelde studies). Ook het gebruik van surrogaatmarkers valt onder indirectheid;
- imprecisie: wijde betrouwbaarheidsintervallen rond een geschat effect duiden op onzekerheid in de grootte van het effect. Er is sprake van imprecisie bij een te kleine steekproef (lage statistische power) en weinig events;
- Publicatiebias.
Daarnaast zijn er drie factoren die de bewijslast van een systematische literatuuranalyse van observationeel onderzoek kunnen verhogen:
- sterke effecten;
- confounding die het werkelijke effect onderschat of een in werkelijkheid niet bestaand effect overschat;
- het bestaan van een dosis-respons relatie.
De beoordeling van de bewijslast vindt u in de richtlijntekst terug onder het kopje ‘niveau bewijslast’.
Overwegingen
Voor een aanbeveling zijn naast het wetenschappelijke bewijs ook andere aspecten belangrijk, zoals de expertise van de werkgroepleden, patiëntenvoorkeuren, kosten, beschikbaarheid van voorzieningen of organisatorische zaken. Deze aspecten worden, voor zover niet wetenschappelijk onderzocht of geen onderdeel van de literatuursamenvatting, vermeld onder het kopje ‘Overwegingen’.
Formuleren van aanbevelingen
De aanbevelingen zijn gebaseerd op een combinatie van het wetenschappelijke bewijs en de belangrijkste overwegingen, daardoor kan een zwak bewijs soms toch resulteren in een sterke aanbeveling. De aanbevelingen geven een antwoord op de uitgangsvraag
Consensus
Bij het opstellen van de Leidraad ondervoeding bij de geriatrische patiënt in 2010 zijn consensusrondes onder elf experts gehouden. De experts hadden allen jarenlange ervaring als arts en een bijzondere interesse en kennis ten aanzien van ondervoeding. Het doel was consensus te meten en te ontwikkelen ten aanzien van de volgende kwesties van ondervoeding bij de geriatrische patiënt:
- de definitie van ondervoeding;
- screening en assessment;
- behandeling van ondervoeding;
- disciplines betrokken bij de uitvoering van de behandeling en hun rollen;
- transmurale samenwerking;
- kwaliteitsindicatoren.
De consensus bestond uit vier ronden. De panelleden kregen in iedere ronde stellingen voorgelegd met antwoordmogelijkheden volgens de Likertschaal van 1 tot 5, waarbij 1: helemaal niet mee eens en 5: helemaal mee eens, betekent. Naast hun antwoorden op de stellingen konden de panelleden aanvullingen geven. Wanneer deze aanvullingen door ten minste twee panelleden werden gegeven, werden deze aanvullingen in een volgende ronde toegevoegd.
Na iedere ronde werd het gemiddelde plus het 95%-betrouwbaarheidsinterval van het antwoord op iedere stelling berekend. Overeenstemming tussen de leden van het panel werd bepaald aan de hand van de grenzen van het 95%-betrouwbaarheidsinterval. Wanneer de ondergrens van het 95%-betrouwbaarheidsinterval 4 of hoger was, dan werd dit beschouwd als eens met de stelling. Als de bovengrens van het 95%-betrouwbaarheidsinterval 3 of lager was, was het panel overeengekomen dat zij het niet eens waren met de stelling. Waarden lager dan de ondergrens van 4 of hoger dan de bovengrens van 3 betekenden dat er geen overeenstemming in het panel ten aanzien van een stelling bestond (Hajjar et al., 2003).
Als er overeenstemming was bereikt, werd een stelling niet meer in een volgende vragenlijst opgenomen. Als er geen overeenstemming was bereikt, werden de stellingen ongewijzigd, dan wel aangepast aan de hand van de opmerkingen en aanvullingen van de panelleden, samen met de gemiddelden en de 95%-betrouwbaarheidsintervallen van de vorige stelling opnieuw aan de panelleden voorgelegd.
De eerste ronde was een schriftelijke ronde. Ter ondersteuning van de eerste ronde was een uitgebreide syllabus met relevante literatuur rondgestuurd.
Voor de tweede ronde kwamen de panelleden een weekend bij elkaar en werden de kwesties bediscussieerd aan de hand van enerzijds het aanwezige wetenschappelijke bewijs en anderzijds aan de hand van de inzichten en ervaringen uit de praktijk. Ten behoeve van de bespreking van de transmurale samenwerking werd het panel uitgebreid met een huisarts met veel kennis van ondervoeding. Het was nadrukkelijk niet de bedoeling om in deze tweede ronde overeenstemming tussen de deelnemers te bereiken. Het was een creatief proces waarbij de experts konden luisteren naar de visie en ervaring van anderen en op basis daarvan eventueel hun eigen mening konden vormen of bijstellen. Na afloop van het weekend werden de vragenlijsten individueel ingevuld (de huisarts heeft geen vragenlijsten ingevuld) en geanonimiseerd verwerkt.
De derde en de vierde ronde waren weer schriftelijke ronden. Na vier ronden werd het onderzoek afgesloten, ook al was niet op alle punten consensus bereikt.
Deze bevindingen op basis van consensus, zoals gepubliceerd in de Leidraad Ondervoeding bij de geriatrische patiënt werden bij de ontwikkeling van de richtlijn opnieuw getoetst door de werkgroepleden.
Indicatorontwikkeling
Gelijktijdig met het ontwikkelen van de voorliggende richtlijn zijn kwaliteitsindicatoren ontwikkeld om het toepassen van de richtlijn in de praktijk te volgen en te versterken.
Commentaar- en autorisatiefase
De conceptrichtlijn werd ter commentaar voorgelegd aan de Nederlandse Vereniging voor Klinische Geriatrie (NVKG), Nederlandse Internisten Vereniging (NIV), Nederlandse Vereniging van Diëtisten (NVD), het Nederlands Huisartsen Genootschap (NHG), het Ouderenfonds, samenwerkende ouderenbonden (CSO) en Verenso. De commentaren werden verzameld en besproken door de werkgroep. Naar aanleiding van de commentaren werd de conceptrichtlijn zo nodig aangepast en definitief vastgesteld door de werkgroep. De definitieve richtlijn werd aan de NVKG en NIV voorgelegd voor autorisatie en door hen geautoriseerd. De andere verenigingen ontvingen de definitieve richtlijn ter kennisgeving.
Literatuur
- Atkins, D., Best, D., Briss, P.A., Eccles, M., Falck-Ytter, Y., Flottorp, S., … GRADE Working Group. (2004). Grading quality of evidence and strength of recommendations. BMJ Jun, 19, 328 (7454), 1490.
- Everdingen, J.J.E. van, Burgers, J.S., Assendelft, W.J.J., Swinkels, J.A., Barneveld, T.A. van, & Klundert, J.L.M. van de (2004). Evidence-based richtlijnontwikkeling. Bohn Stafleu Van Loghum.
- Hajjar WR, Hanlon JT, Artz MB, Lindblad, C.I., Pieper, C.F., Sloane, R.J., … Schmader, K.E. (2003). Adverse drug reaction risk factors in older outpatients. Am J Geriatr Pharmacother., 1, 82-9.
Zoekverantwoording
Zoekacties zijn opvraagbaar. Neem hiervoor contact op met de Richtlijnendatabase.