Terug naar zoekresultaten

Pijnmeting en behandeling bij kinderen

Volgen
Initiatief: NVK Aantal modules: 59
Bijlagen
Download richtlijn

Meetinstrumenten interferentie van chronische pijn

Beoordeeld: 19-04-2024

Uitgangsvraag

Welke meetinstrumenten kunnen het beste gebruikt worden voor de beoordeling van interferentie op het dagelijks functioneren van chronische pijn bij pre verbale kinderen/ neonaten, verbale kinderen, adolescenten en kinderen met neurobiologische ontwikkelingsstoornissen?

Aanbeveling

Gebruik voor het evalueren van de interferentie van chronische pijn op het dagelijks functioneren van kinderen met chronische pijn een meetinstrument.

 

Overweeg de PROMIS PPIS (Pediatric Pain Interference Scale) te gebruiken bij verbale kinderen en adolescenten die zelf een vragenlijst kunnen invullen. In voorkomende gevallen kunnen ziektespecifieke vragenlijsten bestaan waarin chronische pijn ook wordt uitgevraagd.

 

Overweeg de PROMIS PPPIS (Pediatric Proxy Pain Interference Scale) te gebruiken bij non-verbale kinderen en adolescenten en kinderen met neurobiologische ontwikkelingsstoornissen die geen vragenlijst kunnen invullen.  

Overwegingen

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

Er is een systematische literatuur analyse uitgevoerd naar welke meetinstrumenten het beste gebruikt kunnen worden voor de beoordeling van de mate van pijn interferentie. Er werd een systematische review gevonden, die zich focuste op kinderen niet in staat om zelf vragenlijsten in te vullen, maar die ook studies includeerde over verbale kinderen en adolescenten. Daarnaast werden er twee losse studies gevonden in verbale kinderen en adolescenten.

 

In de systematische review van Smith (2023) werd de validiteit en betrouwbaarheid van de Bath Adolescent Pain Questionnaire for Parents (BAPQ-P), Child Activity Limitations Interview-Parent (CALI-P), Paediatric Pain Profile (PPP), Patient-Reported Outcomes Measurement Instrument System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS-PPPIS), Modified Brief Pain Inventory (mBPI), Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR) en Pain Interference Index – Parent (PII-P) onderzocht bij kinderen niet in staat om zelf in vragenlijsten in te vullen.

Voor verbale kinderen en adolescenten wordt op basis van validiteit de PROMIS PPPIS (hoge bewijskracht) en BAPQ-P (gemiddelde bewijskracht) geprefereerd boven de andere vragenlijsten. Op basis van betrouwbaarheid worden de BAPQ-P, CALI-P, PROMIS PPPIS, PBI-CR en PII-P (lage bewijskracht) geprefereerd. Dit resulteert in de voorkeur van de PROMIS PPPIS en eventueel de BAPQ-P op basis van zowel validiteit als betrouwbaarheid.

Algemeen geld dat het de voorkeur geniet om verbale kinderen en adolescenten zelf de vragenlijsten in te laten vullen. De PROMIS PPPIS is een directe vertaling van de zelf report PROMIS PPIS (Patient-Reported Outcomes Measurement Instrument System Pediatric  Pain Interference Scale). De PROMIS PPIS heeft voldoende validiteit en daarom wordt deze geprefereerd voor verbale kinderen en adolescenten. De PROMIS PPIS bestaat uit 20 items, de PROMIS PPIS short form uit 13 items terwijl de BAPQ uit 61 items bestaat. De uitgebreidheid van de BAPQ maakt deze minder geschikt als routine meetinstrument.

 

Voor kinderen niet in staat om zelf vragenlijsten in te vullen, beveelt Smith (2023) de PPP aan, vanwege sterke psychometrische eigenschappen en de enige tool met bewijs van voldoende kwaliteit voor content validiteit en interne consistentie in kinderen die niet in staat zijn om zelf vragenlijsten in te vullen. Ze geven aan dat de PROMIS PPPIS ook gebruikt kan worden, maar het nadeel is dat deze niet is getest in kinderen niet in staat om zelf vragenlijsten in te vullen. Echter blijkt uit deze literatuursamenvatting dat de PROMIS PPPIS wel in een grotere studiepopulatie is onderzocht en betere psychometrische eigenschappen met een betere bewijskracht laat zien dan de PPP. Daarom wordt toch de PROMIS PPPIS geprefereerd.

 

In Smith (2023) werd benoemd dat kinderen niet in staat om zelf vragenlijsten in te vullen dit vaak niet konden door beperkte taal, wat een gevolg kan zijn van een communicatieve, motorische of cognitieve stoornissen. Daarom kan het gevonden bewijs mogelijk ook geëxtrapoleerd worden naar non-verbale kinderen en kinderen met neurobiologische ontwikkelingsstoornissen (subgroep 1 en 4 uit de PICO).

 

De twee losse gevonden studies (Kashikar-Zuch (2011) en Hermann (2008)) onderzochten de Functional Disability Inventory (FDI), Pain Experience Questionnaire for Children (PEQ-C) en Pain Experience Questionnaire for Children – parent version (PEQ-P) in verbale kinderen en adolescenten. Er werden geen gegevens gerapporteerd over validiteit, maar er werd een gemiddelde betrouwbaarheid gerapporteerd voor alle drie de meetinstrumenten.

 

Concluderend kunnen voor verbale kinderen en adolescenten het beste de PROMIS PPIS en eventueel de BAPQ worden gebruikt om pijn interferentie bij chronische pijn te meten. Voor non-verbale kinderen en kinderen met neurobiologische ontwikkelingsstoornissen, kan de PROMIS PPPIS en eventueel PPP worden gebruikt.

 

Waarden en voorkeuren van patiënten (en evt. hun verzorgers)

Alle kinderen, maakt niet uit van welke leeftijd of neurobiologisch ontwikkelingsniveau, kunnen chronische pijn ervaren. Het is van groot belang dat de interferentie van chronische pijn op het dagelijks functioneren van kinderen met chronische pijn regelmatig wordt geëvalueerd over de tijd om het resultaat van de behandeling vast te stellen.

 

Kosten (middelenbeslag)

Toepassing van een meetinstrument voor bepalen van interferentie op het dagelijks functioneren van chronische pijn bij kinderen en registratie van de uitkomst kost tijd. In de praktijk blijkt dat meetinstrumenten die snel toegepast kunnen worden een duidelijke voorkeur hebben boven meetinstrumenten die vaak meer tijd in beslag nemen. Een eenduidig advies ten aanzien van de juiste balans tussen tijdsinvestering en opbrengst van toepassing van een meetinstrument voor bepalen van interferentie op het dagelijks functioneren van chronische pijn bij kinderen is in deze richtlijn niet te formuleren maar moet wel punt van aandacht zijn in de dagelijkse praktijk.

 

Aanvaardbaarheid, haalbaarheid en implementatie

Er wordt in de huidige praktijk nog weinig gebruik gemaakt van de interferentie van chronische pijn op het dagelijks functioneren van kinderen. Voordeel van het toepassen van een uniform instrument is niet alleen het kunnen vergelijken van resultaten maar ook continuïteit van methode bij netwerkzorg of het kunnen aanbieden van standaarden in de meest gebruikte ICT systemen.

 

Rationale van de aanbeveling: weging van argumenten voor en tegen de diagnostische procedure

Voor verbale kinderen en adolescenten wordt, op basis van (psychometrische) eigenschappen en voorkeur voor het zelf laten invullen, de PROMIS PPIS en eventueel de BAPQ geprefereerd boven de andere vragenlijsten.

Opgemerkt dient te worden dat deze aanbeveling voor de PROMIS PPISS en BAPQ is op basis van een systematische review bij kinderen niet in staat om zelf vragenlijsten in te vullen. De PROMIS PPIS verdient de voorkeur boven de BAPQ, gezien de kortere lengte en gevalideerde vertaling in het Nederlands van de PROMIS PPIS.

 

Voor kinderen niet in staat om zelf vragenlijsten in te vullen, wordt op basis van validiteit de PROMIS PPPIS geprefereerd (gemiddelde bewijskracht). De PROMIS PPPIS is reeds vertaald naar het Nederlands-Vlaams (Dutch-Flemish PROMIS item banks.xlsx (dutchflemishpromis.nl)). BAPQ en BAPQ-P zijn (nog) niet vertaald naar Nederlands-Vlaams en dus niet bruikbaar.

 

Concluderend kan voor verbale kinderen en adolescenten het beste de PROMIS PPIS worden gebruikt om pijn interferentie bij chronische pijn te meten. Voor non-verbale kinderen en kinderen met neurobiologische ontwikkelingsstoornissen, kan de PROMIS PPPIS worden gebruikt.

Onderbouwing

When assessing chronic pain in children, it is important to also measure the impact of chronic pain on relevant aspects of the child's life. Measurements may relate to the impact of pain on social (culturally related), cognitive, emotional, physical, and recreational activities, as well as on sleep and quality of life. The impact of chronic pain on the child’s life is called pain interference and can be measured with several instruments. Therefore, this module focusses on identifying the best measurement instrument for pain interference in preverbal and verbal children, adolescents, and children with neurodevelopmental disorders with chronic pain.

Subgroup verbal children and adolescents with chronic pain

BAPQ-P

Moderate

GRADE

The Bath Adolescent Pain Questionnaire – Parent (BAPQ-P) is probably a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Bath Adolescent Pain Questionnaire – Parent (BAPQ-P) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

CALI-P

Very low

GRADE

It is unclear whether the Child Activity Limitations Interview – Parent (CALI-P) could be a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing, structural validity) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Child Activity Limitations Interview – Parent (CALI-P) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability, responsiveness) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PPP

Low

GRADE

The Paediatric Pain Profile (PPP) could possibly be a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Very low

GRADE

It is unclear whether the Paediatric Pain Profile (PPP) could be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PROMIS PPPIS

High

GRADE

The Patient-Reported Outcomes Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS PPPIS) is a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing, measurement invariance) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Patient-Reported Outcomes Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS PPPIS) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

mBPI

Moderate

GRADE

The Modified Brief Pain Inventory (mBPI) is probably a valid measurement tool (hypothesis testing) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Very low

GRADE

It is unclear whether the Modified Brief Pain Inventory (mBPI) could be a reliable measurement tool (internal consistency) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PBI-CR

Moderate

GRADE

The Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR) is probably a valid measurement tool (hypothesis testing) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PII-P

Low

GRADE

The Pain Interference Index – Parent (PII-P) could possibly be a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Pain Interference Index – Parent (PII-P) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

FDI

No

GRADE

No evidence was found regarding the validity of the Functional Disability Inventory (FDI) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Moderate

GRADE

The Functional Disability Inventory (FDI) is probably a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Kashikar-Zuch (2011)

 

PEQ-C

No

GRADE

No evidence was found regarding the validity of the Pain Experience Questionnaire for Children (PEQ-C) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Moderate

GRADE

The Pain Experience Questionnaire for Children (PEQ-C) is probably a reliable measurement tool (internal consistency) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Hermann (2008)

 

PEQ-P

No

GRADE

No evidence was found regarding the validity of the Pain Experience Questionnaire for Children – parent version (PEQ-P) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Moderate

GRADE

The Pain Experience Questionnaire for Children – parent version (PEQ-P) is probably a reliable measurement tool (internal consistency) for the assessment of pain interference in verbal children and adolescents with chronic pain.

 

Source: Hermann (2008)

 

Subgroup children unable to self-report

BAPQ-P

Moderate

GRADE

The Bath Adolescent Pain Questionnaire – Parent (BAPQ-P) is probably a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Bath Adolescent Pain Questionnaire – Parent (BAPQ-P) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

  

CALI-P

Very low

GRADE

It is unclear whether the Child Activity Limitations Interview – Parent (CALI-P) could be a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing, structural validity) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Very low

GRADE

It is unclear whether the Child Activity Limitations Interview – Parent (CALI-P) could be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability, responsiveness) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PPP

Low

GRADE

The Paediatric Pain Profile (PPP) could possibly be a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Paediatric Pain Profile (PPP) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PROMIS PPPIS

Moderate

GRADE

The Patient-Reported Outcomes Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS PPPIS) is probably a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing, measurement invariance) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Patient-Reported Outcomes Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS PPPIS) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

mBPI

High

GRADE

The Modified Brief Pain Inventory (mBPI) is a valid measurement tool (hypothesis testing) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Low

GRADE

The Modified Brief Pain Inventory (mBPI) could possibly be a reliable measurement tool (internal consistency) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PBI-CR

Low

GRADE

The Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR) could possibly a valid measurement tool (hypothesis testing) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Very low

GRADE

It is unclear whether the Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR) could be a reliable measurement tool (internal consistency, reliability) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

PII-P

Very low

GRADE

It is unclear whether the Pain Interference Index – Parent (PII-P) could be a valid measurement tool (content validity, hypothesis testing) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

 

Very low

GRADE

It is unclear whether the Pain Interference Index – Parent (PII-P) could be a reliable measurement tool (internal consistency) for the assessment of pain interference in children unable to self-report with chronic pain.

 

Source: Smith (2023)

Description of studies

Smith (2023) performed a systematic review to identify available tools for assessing pain interference in children, adolescents, and adults >2 years with and without the ability to self-report. They also determined the psychometric properties of the tools. MEDLINE, Embase, and PsychInfo were searched from inception to 15th February 2022. A second subsequent search was completed in the same databases, on 29th March 2022. A ‘late breaking’ search was completed on 29th July 2022. Citation searching and targeted reference scanning were also used to minimize the likelihood of missing key articles. Articles were included if they studied psychometric properties of an assessment tool that could be used to assess pain interference in children, adolescents, or adults with chronic pain and the inability to self-report. The psychometric properties of the tools were reported according to the criteria outlined in the COSMIN manual for evaluating the methodological quality of studies on measurement properties. Risk of bias was assessed using the ‘COSMIN Risk of Bias tool to assess the methodological quality of studies on reliability or measurement error of outcome measurement instruments’ and the ‘COSMIN risk of bias checklist for Patient-Reported Outcome Measures (PROMs)’. In total, 33 studies were included in the article, of which 22 reported outcomes in children and adolescents. Of these, one study specifically investigated psychometric properties in the population of children and adolescents unable to self-report.

 

Smith (2023) reported the following tools for assessing pain interference in children and adolescents with chronic pain:

  • Bath Adolescent Pain Questionnaire for Parents (BAPQ-P): five options ranging from ‘never’ to ‘always’ on social life, activities, feelings, general worries, specific worries about its pain, and family life and five options ranging from ‘very behind’ to ‘very ahead’ on how the child sees itself and acts.
  • Child Activity Limitations Interview-Parent (CALI-P): includes individually scorable subscales that describe limitations in active versus routine domains, and a prospective 8-item version to use for daily dairy data collection.
  • Paediatric Pain Profile (PPP): 20-item behaviour rating scale, each item is rated on a four point scale as occurring ‘not at all’ to ‘a great deal’ in any given time period.
  • Patient-Reported Outcomes Measurement Instrument System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS-PPPIS): five answer options ranging from ‘never’ to ‘almost always’.
  • Modified Brief Pain Inventory (mBPI): 11-point numerical rating scale where 0 = ‘does not interfere’ and 10 = ‘interferes completely’ in the past week.
  • Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR): 7-item measure, scale is unclear.
  • Pain Interference Index – Parent (PII-P): six-item rating items on a 0-6 scale, in the past two weeks.

Kashikar-Zuck (2011) performed a cross-sectional multicenter dataset study of pediatric patients (8 to 18 years) with chronic pain able to self-report. The study determined the clinical utility and validity of the Functional Disability Inventory (FDI). This is a 15-item instrument, scored on a five-point scale, where higher scores indicate more interference. Cut-off points were 0-12 ‘no/minimal’, 13-20 ‘mild’, 21-29 ‘moderate’, ≥30 ‘severe’. Patients primary presented with chronic or recurrent pain, referred by a variety of medical subspecialties and primary care pediatricians were included. Patients were excluded if they had significant developmental delays or impairments that affected their ability to respond to self-report measures. In total, 1300 children were included, with mean age 14.22 (SD 2.42), 75.7% was female and 86.5% Caucasian. The most frequently reported primary complaints were widespread pain, head pain, abdominal pain, and back pain.

 

Hermann (2008) performed a cross-sectional development and initial validation study of the Pain Experience Questionnaire for Children (PEQ-C) and its parent version (PEQ-P) in children able to self-report. The PEQ-C and PEQ-P were developed based on the German Multidimensional Pain Inventory for adults, and included the subscales pain interference, affective distress, and social support. Only the results of the subscale pain interference will be reported in this literature summary. Patients were included if they did not meet the exclusion criteria, which were younger than seven years, pain due to cancer or serious disease, pain duration less than six months, and problems with the German language. A total of 111 patients were included, with mean age 11.52 (SD 1.78) and 58% females. Most patients suffered from migraine or tension headache (n=73). The article reported that pain-related interference was significantly higher in girls than boys for both the PEQ-C and PEC-P (PEQ-C F(1,109) = 5.87, p<.05l PEQ-P: F(1,108) = 5.50, p=.02).

 

Results

The results of the outcomes of the included studies were summarized in tables 1 and 2 and described here.

 

1. Validity (critical outcome)

The domain validity refers to the degree to which an outcome measure measures the construct it purports to measure and contains the measurement properties content validity (including face validity), construct validity (including structural validity, hypotheses testing, and cross-cultural validity/measurement invariance) and criterion validity.

 

1.1   Content validity

Smith (2023) reported sufficient content validity of the BAPQ-P.

 

Smith (2023) reported sufficient overall content validity of the CALI-P (n=4).

 

Smith (2023) reported sufficient content validity of the PPP (n=1).

 

Smith (2023) reported sufficient content validity of the PROMIS PPPIS (n=3).

 

Smith (2023) reported sufficient content validity of the PII-P (n=1).

 

1.2   Construct validity

1.2.1         Structural validity

Smith (2023) reported inconsistent results for the 21- and 9-iteam versions of the CALI-P (n=2) (evidence of unidimensionality).

 

1.2.2         Hypotheses testing

Smith (2023) reported sufficient construct validity of the BAPQ-P (n=3) (3/3 hypotheses supported).

 

Smith (2023) reported insufficient construct validity of the CALI-P (9/13 hypotheses supported).

 

Smith (2023) reported sufficient construct validity of the PPP (n=2) (3/4 hypotheses supported), in children unable to self-report.

 

Smith (2023) reported sufficient construct validity of the PROMIS PPPIS (n=11) (16/21 hypotheses supported, 76%).

 

Smith (2023) reported sufficient construct validity of the mBPI (n=1) (2/2 hypotheses supported).

 

Smith (2023) reported sufficient construct validity of the PBI-CR (n=1) (5/6 hypotheses supported).

 

Smith (2023) reported indeterminate construct validity of the PII-P (n=1) (2/4 hypotheses supported).

 

1.2.3         Cross-cultural validity

Not reported.

 

1.2.4         Measurement invariance

Smith (2023) reported sufficient measurement invariance of the PROMIS PPPIS (no significant difference between scores of children 5-7 years and 8-17 years, no DIF found) (n=1).

 

1.2.5.     Convergent validity

The domain convergent validity refers to the degree to which the measurement is related to other measurements that measure the same (or similar) constructs.

 

1.3   Criterion validity

Not reported.

 

2. Reliability (important outcome)

The domain reliability refers to the degree to which the measurement is free from measurement error, and it contains the measurement properties internal consistency, reliability, and measurement error.

 

2.1 Internal consistency

Smith (2023) reported sufficient internal consistency of the BAPQ-P (n=2) (Cronbach’s alpha = 0.87-0.90 for 3 subscales).

 

Smith (2023) reported sufficient internal consistency of the CALI-P (n=4) (Cronbach’s alpha = 0.86-0.95).

 

Smith (2023) reported sufficient internal consistency of the PPP (n=2) (Cronbach’s alpha = 0.75-0.95), in children unable to self-report.

 

Smith (2023) reported sufficient internal consistency of the PROMIS PPPIS (n=1) (Cronbach’s alpha = 0.938).

 

Smith (2023) reported sufficient internal consistency for the mBPI (n=1) (Cronbach’s alpha = 0.96)

 

Smith (2023) reported indeterminate internal consistency of the PBI-CR (n=1) (Cronbach’s alpha = 0.792).

 

Smith (2023) reported indeterminate internal consistency of the PII-P (n=1) (Cronbach’s alpha = 0.94-0.96).

 

Kashikar-Zuck (2011) reported sufficient internal consistency for factor I (Cronbach’s alpha = 0.91) and adequate internal consistency for factor II (Cronbach’s alpha = 0.77) of the FDI.

 

Hermann (2008) reported sufficient internal consistency of the subscale interference of the PEQ-C (Cronbach’s alpha = 0.87).

 

Hermann (2008) reported sufficient internal consistency of the subscale interference of the PEQ-P (Cronbach’s alpha = 0.86).

 

2.2 Reliability

Smith (2023) reported sufficient test-retest reliability of the BAPQ-P (n=3) (r=0.94-0.98 for 3 subscales).

 

Smith (2023) reported sufficient reliability of the CALI-P (n=3), with parent/child inter-rater ICC=0.73 and test-retest (intra-rater) r=0.32.

 

Smith (2023) reported indeterminate test-retest reliability of the PPP (n=2), with parent/health professional interrater ICC 0.62-0.87 and intra-rater ICC=0.90, in children unable to self-report.

 

Smith (2023) reported indeterminate interrater reliability of the PROMIS PPPIS (n=5), with parent/child inter-rater ICC=0.51-0.80 and weighted kappa =0.24.

 

Smith (2023) reported sufficient reliability of the PBI-CR (n=1), with child/parent concordance r=0.822, p<0.01.

 

Kashikar-Zuck (2011) reported insufficient test-retest reliability of the FDI (Pearson r = 0.58, p < 0.001).

 

2.3 Measurement error

Not reported.

 

2.4 Responsiveness

Smith (2023) reported sufficient responsiveness of the CALI-P (n=1) (1/1 hypotheses supported).

 

Smith (2023) reported insufficient responsiveness to change of the PPP (n=1) (2/3 hypotheses supported), in children unable to self-report.

 

Table 1. Validity and reliability of measures of chronic pain intensity in verbal children and adolescents

*Methodological quality (GRADE) based on the judgement of the authors of Smith (2023), provided in the article text.

**Measurement properties of each study could be rated based on table 1 as: sufficient (+), insufficient (–), or indeterminate (?)

*** Risk of bias assessment based on COSMIN risk of bias tool: lowest score counts

a The judgement of methodological quality is upgraded with one level because the outcomes is measured in patients able to self-report. Smith (2023) downgraded for indirectness because their population of interest were patients unable to self-report.

b The judgement on methodological quality is downgraded with one level because the outcome is measured in patients unable to self-report (indirectness).

c Risk of bias judgement based on Smith (2023), because GRADE level was not reported in the article.

Abbreviations: BAPQ-P=Bath Adolescent Pain Questionnaire – Parent, CALI=Child Activity Limitations Interview – Parent, FDI=Functional Disability Inventory, mBPI=Modified Brief Pain Inventory, PBI-CR= Pain Burden Inventory – Caregiver Report, PEQ-C=Pain Experience Questionnaire for Children, PEQ-P=Pain Experience Questionnaire for Children – parent version, PII-P=Pain Interference Index parent, PPP=Paediatric Pain Profile, PROMIS-PPIS=Patient-Reported Outcomes Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale

 

Table 2. Validity and reliability of measures of chronic pain intensity in children unable to self-report

*Methodological quality (GRADE) based on the judgement of the authors of Smith (2023), provided in the article text.

**Measurement properties of each study could be rated based on table 1 as: sufficient (+), insufficient (–), or indeterminate (?)

a Risk of bias judgement based on Smith (2023), because GRADE level was not reported in the article.

Abbreviations: BAPQ-P=Bath Adolescent Pain Questionnaire – Parent, CALI=Child Activity Limitations Interview – Parent, mBPI=Modified Brief Pain Inventory, PBI-CR= Pain Burden Inventory – Caregiver Report, PII-P=Pain Interference Index parent, PPP=Paediatric Pain Profile, PROMIS-PPIS=Patient-Reported Outcomes Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale

 

Level of evidence of the literature

The level of evidence (GRADE) of the measures included in Smith (2023) is presented in tables 2 (children and adolescents) and 3 (children unable to self-report).

 

BAPQ-P

The level of evidence regarding the outcome content validity was downgraded by one level because of low number of included patients (imprecision) to MODERATE.

 

FDI

The level of evidence regarding the outcome measure internal consistency was not downgraded, which results in HIGH GRADE.

 

The level of evidence regarding the outcome measure reliability was downgraded by one level because of study limitations (risk of bias due to analysis methods) to MODERATE.

 

The level of evidence regarding the outcomes content validity, structural validity, hypothesis testing, cross-cultural validity, convergent validity, criterion validity, measurement error, and responsiveness were not assessed because no studies were included investigating these outcomes.

 

PEQ-C

The level of evidence regarding the outcome measure internal consistency was downgraded by one level because of low number of included patients (imprecision) to MODERATE.

 

The level of evidence regarding the outcomes content validity, structural validity, hypothesis testing, cross-cultural validity, convergent validity, criterion validity, reliability, measurement error, and responsiveness were not assessed because no studies were included investigating these outcomes.

 

PEQ-P

The level of evidence regarding the outcome measure internal consistency was downgraded by one level because of low number of included patients (imprecision) to MODERATE.

 

The level of evidence regarding the outcomes content validity, structural validity, hypothesis testing, cross-cultural validity, convergent validity, criterion validity, reliability, measurement error, and responsiveness were not assessed because no studies were included investigating these outcomes.

A systematic review of the literature was performed to answer the following question: What is the validity and reliability of measures for the assessment of pain interference in preverbal children/neonates, verbal children, adolescents, and children with neurodevelopmental disorders with chronic pain?

 

P:

P1. preverbal children/neonates (<1 month) with chronic pain

P2. verbal children with chronic pain

P3. adolescents (up to 18 years) with chronic pain

P4. children with neurodevelopmental disorders with chronic pain
I:

Measures for the assessment of pain interference

  • I1. No instruments
  • I2. Pain Disability Index, Pediatric Pain Disability Index, PROMIS pediatric pain interference, Pain Interference Index (PII), Brief Pain Inventory (BPI): pain interference, Bath Adolescent Pain Questionnaire for Parents (BAPQ-P), Child Activity Limitations Interview-Parent (CALI-P), clinician-reported outcome measure (ClinROM), COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement Instruments (COSMIN), modified Brief Pain Inventory-Proxy (mBPI), observer-reported outcome measure (ObsROM), Paediatric Pain Profile (PPP), Functional Disability Inventory (FDI)
  • I3. Pain Disability Index, Pediatric Pain Disability Index, PROMIS pediatric pain interference, Pain Interference Index (PII), Brief Pain Inventory (BPI): pain interference, Bath Adolescent Pain Questionnaire for Parents (BAPQ-P), Child Activity Limitations Interview-Parent (CALI-P), clinician-reported outcome measure (ClinROM), COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement Instruments (COSMIN), modified Brief Pain Inventory-Proxy (mBPI), observer-reported outcome measure (ObsROM), Paediatric Pain Profile (PPP), Functional Disability Inventory (FDI)
  • I4. Patient-Reported Outcome Measurement Information System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS PPPIS), Child Activity Limitations Interview-Parent (CALI-P), Functional Disability Inventory-Parent version (FDI-P)
C: Other measures for the assessment of pain interference
O: Validity and reliability

 

Relevant outcome measures

The guideline development group considered validity as a critical outcome measure for decision making; and reliability as an important outcome measure for decision making.

The measurement properties were defined following the taxonomy of the Consensus-based Standards for the selection of health Measurement INstruments (COSMIN) (Mokkink, 2010).

The working group defined the discriminate validity of the screening tools as follows:

AUC < 0.7: poor; 0.7 ≤ AUC < 0.8: acceptable; 0.8 ≤ AUC < 0.9: excellent; AUC ≥ 0.9: outstanding. The working group defined the reliability of the screening tools as follows: ICC < 0.5: poor; 0.5 ≤ ICC < 0.75: moderate; 0.75 ≥ ICC < 0.9: good; ICC≥ 0.9: excellent.

 

Search and select (Methods)

The databases Medline (via OVID) and Embase (via Embase.com) were searched with relevant search terms from 2007 until 20-06-2023. The detailed search strategy is depicted under the tab Methods. The systematic literature search resulted in 453 hits.

Studies were selected based on the following criteria:

  • Systematic review or meta-analysis or observational study (cohort study or case control study)
  • Reporting the validity and/or reliability of measures for the assessment of interference pain in preverbal children/neonates, verbal children, adolescents and children with neurodevelopmental disorders with chronic pain.

Twelve studies were initially selected based on title and abstract screening. After reading the full text, nine studies were excluded (see the table with reasons for exclusion under the tab Methods), and three studies were included.

 

Results

Three studies were included in the analysis of the literature. The studies only concerned subgroups 2 (verbal children), 3 (adolescents), and 4 (children with neurobiological development disorders). No studies were included for subgroup 1 (pre-verbal children). 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. The COSMIN Risk of Bias tool was used to assess the quality of single studies for each measurement property (see Methods section in ‘Verantwoording’). Test-retest reliability was defined as sufficient when the p-value <0.5 and Pearson correlation coefficient (Pearson’s r) > 0.7 and insufficient when the p-value >0.5 or Pearson correlation coefficient (Pearson’s r) < 0.7, based on https://www.scalestatistics.com/test-retest-reliability.html.

  1. 1 - Hermann C, Hohmeister J, Zohsel K, Tuttas ML, Flor H. The impact of chronic pain in children and adolescents: Development and initial validation of a child and parent version of the Pain Experience Questionnaire. Pain. 2008 Apr;135(3):251-261. doi: 10.1016/j.pain.2007.06.002. Epub 2007 Jul 5. PMID: 17618825.
  2. 2 - Kashikar-Zuck S, Flowers SR, Claar RL, Guite JW, Logan DE, Lynch-Jordan AM, Palermo TM, Wilson AC. Clinical utility and validity of the Functional Disability Inventory among a multicenter sample of youth with chronic pain. Pain. 2011 Jul;152(7):1600-1607. doi: 10.1016/j.pain.2011.02.050. Epub 2011 Mar 31. PMID: 21458162; PMCID: PMC3114262.
  3. 3 - Mokkink LB, de Vet HCW, Prinsen CAC, Patrick DL, Alonso J, Bouter LM, Terwee CB. COSMIN Risk of Bias checklist for systematic reviews of Patient-Reported Outcome Measures. Qual Life Res. 2018 May;27(5):1171-1179. doi: 10.1007/s11136-017-1765-4. Epub 2017 Dec 19. PMID: 29260445; PMCID: PMC5891552.
  4. 4 - Smith MG, Farrar LC, Gibson RJ, Russo RN, Harvey AR. Chronic pain interference assessment tools for children and adults who are unable to self-report: A systematic review of psychometric properties. Dev Med Child Neurol. 2023 Aug;65(8):1029-1042. doi: 10.1111/dmcn.15535. Epub 2023 Feb 5. PMID: 36740907.

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

 

Research question: What is the validity and reliability of measures for the assessment of pain interference in preverbal children/neonates, verbal children, adolescents and children with neurodevelopmental disorders with chronic pain?

Study reference

Study characteristics

Patient characteristics

 

Intervention (I)

Comparison / control (C)

 

Follow-up

Outcome measures and effect size

Comments

Smith, 2023

 

[individual study characteristics deduced from Smith, 2023]

 

PS., study characteristics and results are extracted from the SR (unless stated otherwise)

SR

 

Literature search up from inception to July 2022

 

Study design:

Not reported

 

Setting and Country:

Not reported

 

Source of funding and conflicts of interest:

Not reported

 

 

Inclusion criteria SR: Articles were included if they studied psychometric properties of an assessment tool that could

be used to assess pain interference in children, adolescents,

or adults with chronic pain and the inability to self-report

 

Exclusion criteria SR:

Assessment tools that (1) did not assess pain interference as a primary or secondary focus (one or

fewer pain interference items, only assessed pain behaviour or

assessed presence of pain during function rather than pain interference with function); (2) did not assess chronic pain (recall

period <24hours); (3) were administered through self-report;

or (4) were developed for assessing pain specific to a condition

other than generalized chronic pain (e.g. headaches).

 

 

33 studies included

 

Important patient characteristics:

Not reported

 

Measurements for assessment of pain interference in children:

 

• Bath Adolescent Pain Questionnaire for Parents (BAPQ-P)

• Child Activity Limitations Interview-Parent (CALI-P)

• Paediatric Pain Profile (PPP)

• Patient-Reported Outcomes Measurement Instrument System Pediatric Proxy Pain Interference Scale (PROMIS-PPPIS)

• Modified Brief Pain Inventory (mBPI)

• Pain Burden Inventory – Caregiver Report (PBI-CR)

• Pain Interference Index – Parent (PII-P)

Not applicable

 

End-point of follow-up:

Not reported

 

For how many participants were no complete outcome data available?

Not reported

Content validity

Sufficient (all +++ for relevance, comprehensiveness, and comprehensibility): BAPQ-P, CALI-P, PPP, PROMIS PPPIS, PII-P

 

Construct validity

Hypothesis testing

Sufficient:

  • BAPQ-P; 3/3 hypothesis supported
  • PPP; 3/4 hypothesis supported
  • PROMIS PPPIS; 16/21 hypothesis supported
  • PBI-CR; 5/6 hypothesis supported
  • mPBI; 2/2 hypothesis supported

 

Insufficient:

  • CALI-P; 9/13 hypothesis supported
  • PII-P; 2/4 hypothesis supported

 

Structural validity

Unidimensional: CALI-P; evidence of unidimensionality

 

Measurement invariance

Moderate: PROMIS PPPIS; no DIF found when comparing children aged 5-7 years with 8-17 years of age.

 

Internal consistency

Sufficient:

  • BAPQ-P; Cronbach’s alpha = 0.87-0.90 for 3 subscales
  • CALI-P; Cronbach’s alpha = 0.86-0.95
  • PPP; Cronbach’s alpha = 0.75-0.95
  • PROMIS PPPIS; Cronbach’s alpha = 0.938
  • mBPI; Cronbach’s alpha = 0.96
  • FDI; Cronbach’s alpha = 0.91 (Factor I) and Cronbach’s alpha = 0.77 (Factor II)
  • PEQ-C; Cronbach’s alpha = 0.87
  • PEQ-P; Cronbach’s alpha = 0.86

 

Indeterminate:

  • PBI-CR; Cronbach’s alpha = 0.792
  • PII-P; Cronbach’s alpha = 0.94-0.96

 

Reliability

Sufficient:

  • BAPQ-P; r=0.94-0.98 for 3 subscales
  • CALI-P; parent/child inter-rater ICC=0.73 and test-retest (intra-rater) r=0.32
  • PPP; parent/health professional interrater ICC 0.62-0.87 and intra-rater ICC=0.90
  • PROMIS PPPIS; parent/child inter-rater ICC=0.51-0.80 and weighted kappa =0.24
  • PBI-CR; child/parent concordance r=0.822, p<0.01

 

Insufficient:

  • FDI; Pearson r = 0.58, p <0.001 between factor I and II

 

Responsiveness

Sufficient:

  • CALI-P; 1/1 hypotheses supported

 

Insufficient:

  • PPP; 2/3 hypotheses supported

Authors conclusion: This review has identified 10 tools for assessing chronic pain interference in children and adults who are unable to

self-report. The PPP is recommended for use in children and adolescents (<18 years).

 

Data on adults not reported here.

 

 

 

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

 

Research question: What is the validity and reliability of measures for the assessment of pain interference in preverbal children/neonates, verbal children, adolescents and children with neurodevelopmental disorders with chronic pain?

Study reference

Study characteristics

Patient characteristics

 

Intervention (I)

Measure for pain interference

Comparison / control (C)

 

Follow-up

Outcome measures and effect size

Comments

Kashikar-Zuck, 2011

Type of study:

Cross-sectional validation study

 

Setting and country:

Four large multidisciplinary pediatric pain treatment centres in the USA.

 

Funding and conflicts of interest:

No conflicts of interest. This project was partially supported by NIH K24 Midcareer Awards in Patient-Oriented Research (#AR056687 and

#HD060068 to S. Kashikar-Zuck and T. Palermo, respectively)

Inclusion criteria:

1) primary presenting complaint of chronic or recurrent pain (persistent pain ≥ 3

months), 2) 8-18 years of age, and 3) patient and parent ability to read and comprehend questionnaires in English.

 

Exclusion criteria:

Patients were excluded if they had significant developmental delays or impairments that affected their ability to respond to self-report measures.

 

N total at baseline: 1300

 

Important prognostic factors:

Mean age ± SD:

14.22 ± 2.42

 

Sex: 24.3% M / 75.7% F

 

Mean duration of pain ± SD:

118.5 weeks ± 134.8

Index test:

Functional Disability Inventory.

The FDI is a 15-item self-report inventory

assessing difficulty with the performance of daily activities in home, school, recreational,

and social domains such as “doing chores at home,” “being at school all day,” or “walking the length of a football field.” Participants are asked to rate how much difficulty they had

completing various tasks, “in the past few days…” Items are rated on a 5-point Likert scale, ranging from 0 to 4 (“No Trouble” to “Impossible”) and summed to create a total score (range 0-60) with higher scores indicating greater pain-related disability.

 

Cut-off point(s):

No/Minimal (0-12), Mild

(13-20), Moderate (21-29) and Severe (≥30).

 

 

Visual Analog Scale at three sites.

Separate 10-cm VAS lines, anchored with the terms “no pain” and “worst imaginable pain” at the end points were used to assess highest, lowest, and average pain intensity on a 0-10 scale

 

Faces Pain Rating Scale-Revised (FPS-R).

The revised scale allows for scoring along the widely accepted 0-10 scale. Children choose one of six gender-neutral line drawings of faces to represent their level of pain or discomfort.

 

Children’s Depression Inventory (CDI).

The CDI is comprised of 27 items assessing

self-reported symptoms of depression in children and adolescents 7-17 years of age. Although a few patients were older than the normative age limit of 17, the CDI is clinically used in 18-year-olds to maintain consistency of

measures in pediatric pain clinics and has also been used in 18-year-old adolescents in prior pediatric pain research.

 

Length of follow-up:

NA

 

Loss-to-follow-up, N (%)

5 (0.38%)

 

Patients did not complete the FDI and were excluded from analysis.

For the remaining patients, missing data on individual FDI items in the entire database were found to be less than .005% of items and therefore no adjustments for missing data were made.

Internal consistency (reliability)

Factor I: Cronbach α = .91 (high).

Mean score 12.62 (SD = 7.62, range = 0-32) with possible range scores 0-32.

 

Factor II: Cronbach α = .77 (adequate).

Mean score 8.48 (SD = 5.17, range = 0-26) with possible range scores 0-28.

 

The two factors were

significantly correlated with one another (Pearson r = .58. p < .001)

 

Correlations between

average pain intensity and each of the two factors were significant (r = .36 with Factor I and r = .38 with Factor II; p values < .001).

 

Correlations between depressive symptoms and each factor score were significant (r = .23 with Factor I and r = .39 with Factor II; p values < .001).

 

Conclusion article: In conclusion, this large multi-center collaborative study developed a three-level FDI

classification system (No/Minimal Disability, Moderate Disability, Severe Disability) that provides distinct, clinically significant reference points for describing the extent of

functional disability among pediatric patients with chronic pain.

 

 

Hermann, 2008

Type of study:

Cross-sectional development and initial validation study.

 

Setting and country: Germany

 

Funding and conflicts of interest:

The study was funded by the Deutsche Forschungsgemeinschaft (Clinical Research Unit 107 ‘‘Neuronal

plasticity and learning in chronic pain: Mechanisms,

prevention and therapy’’, He 2784/5).

Conflicts of interest NR

Inclusion criteria:

Outpatients and inpatients were approached at their intake on a consecutive basis, if they did not meet exclusion criteria.

 

Exclusion criteria:

(1) younger than 7 years, (2) pain due to cancer or

serious disease, (3) pain duration less than 6 months, and (4)

problems with the German language

 

N total at baseline: 111

 

Important prognostic factors

Mean age ± SD:

11.52 ± 1.78

 

Sex: 42% M / 58% F

 

Mean pain history

3.20 years ± 3.10

 

Pain Experience Questionnaire for Children (PEQ-C).

The PEQ-C was developed based on part A of the German MPI for adults (Flor et al., 1990). Only those subscales were

considered for inclusion in the child PEQ which were considered appropriate for use in children. Hence, the subscales pain

severity, interference, affective distress and social support were retained since they assess important psychosocial facets of the

pain experience.

 

Pain Experience Questionnaire for Children – Parent Version (PEQ-P)

The parent version was developed

as a counterpart of the PEQ-C with the primary goal of

obtaining parental ratings of pain severity and interference. The subscale ‘pain severity’ is identical to the respective PEQ-C subscale and measures pain intensity and frequency.

Based on the changes that were made for the PEQ-C, the subscale ‘pain-related interference’ includes items that address pain-related interference with regard to school, social and leisure activities and family activities as well as overall pain-related suffering.

 

 

Children's Somatization Inventory.

Determines frequency and intensity of 36 somatic

complaints including pain. Both frequency (‘‘how often do you have...’’) and subjective suffering (‘‘how bothersome...’’) are rated using 5-point Likert scales (frequency: 0 = never- 4 = almost always; intensity: 0 = not at all....4 = extreme).

 

Depression Test for Children (DTC).

German self-report screening instrument for depressive symptoms in children and adolescents between 9 and 15 years of age. The DTC contains 55 items to be answered on a dichotomous response scale (yes/no).

 

Children's Anxiety Test-II (CAT-II).

Consists of 18 dichotomous (yes/no) items that

address feelings of anxiousness, phobic fears and fear-related

somatic symptoms.

 

Strenghts and Difficulties Questionnaire (SDQ).

A widely used brief screening questionnaire (25 items) for behavioral problems in children and adolescents aged 6–16 years that is

completed by the parents. The SDQ contains five behavior scales.

 

Parental childrearing inventory (PCI) (in a subsample).

A German questionnaire on parenting behavior. For the validity analyses, only the scales ‘‘support’’, ‘‘praise’’ and ‘‘restrictive behaviors’’ were used. Completed with regard to their mother.

 

Maternal parenting practice questionnaire (MPPQ) (in a subsample). Only the subscales ‘‘affectionate behavior’’ and ‘‘tangible reward’’ were considered for the validity analyses. Completed with regard to their mother.

 

Pain-related cognitions questionnaire (PRCQ-C).

Contains three of the PCQ subscales (catastrophizing, positive self-statements, problem-solving) that assess cognitions children may

have when they are in pain. For each item a frequency rating is obtained using a 5-point Likert scale (1 = never, 2 = rarely, 3 = sometimes, 4 = often, 5 = very often).

Time between the index test and reference test:

No time in between.

 

For how many participants were no complete outcome data available?

Complete questionnaires for the validity analyses were available for N = 69 (DTC), N = 71 (CAT-II), N = 68 (SDQ), N = 67 (CSI-child version), N = 73 (CSI-parent version) and N = 109 (PRCQ-C).

 

One mother refused to complete all of her questionnaires.

 

To determine the construct validity of the PEQ-C subscale ‘social support’, a subset of the children were asked to complete additional

questionnaires on parenting behavior. Nineteen children

(16 girls, 3 boys; age: M = 12.32, SD = 2.31) agreed and

returned complete questionnaires.

 

Reasons for incomplete outcome data described?

Some children already received a battery of questionnaires, and in these cases, the researchers kept the number of administered questionnaires to a minimum.

Outcome measures and effect size:

 

Reliability PEQ-C

Cronbach’s α coefficient demonstrated satisfactory internal consistency (α .87) for subscale interference.

 

Reliability PEQ-P

Cronbach’s α coefficient demonstrated satisfactory internal consistency (α .86) for subscale interference.

 

Validity analyses

Pain-related interference (PEQ-C F(1,109) = 5.87, p<.05l PEQ-P: F(1,108) = 5.50, p=.02) were significantly higher in girls than boys.

 

 

 

 

Only outcomes of subscale pain interference reported.

 

 

 

 

Table of excluded studies

Author, year

Title

Exclusion reason

Holley, 2018

The CALI-9: A brief measure for assessing activity limitations in children and adolescents with chronic pain

Wrong O: measures no psychometric properties

Clifford, 2015

Psychometric properties of the Swedish version of the Functional Disability Inventory

Wrong design: Swedish validation

Eccleston, 2007

Development and preliminary psychometric evaluation of the parent report version of the Bath Adolescent Pain Questionnaire (BAPQ-P): A multidimensional parent report instrument to assess the impact of chronic pain on adolescents

Included in Smith (2023)

Offenbächer, 2016

Functional limitations in children and adolescents suffering from chronic pain: validation and psychometric properties of the German Functional Disability Inventory (FDI-G)

Wrong design: German validation

Palerma, 2008

Validation of a self-report questionnaire version of the Child Activity Limitations Interview (CALI): The CALI-21

No comparator and no psychometric properties measured

Hainsworth, 2007

Development and Preliminary Validation of the Child Activity Limitations Questionnaire: Flexible and Efficient Assessment of Pain-Related Functional Disability

Included in Smith (2023)

Kashikar-Zuck, 2016

Longitudinal evaluation of patient-reported outcomes measurement information systems measures in pediatric chronic pain

Wrong C: study compares PROMIS with legacy scales (existing questionnaires). Wrong O: reports the psychometric measures of the PROMIS measures, which also focus on other concepts besides pain interference

Cunningham, 2017

Development and validation of the self-reported PROMIS pediatric pain behavior item bank and short form scale

Report no subgroup analysis on psychometric measures for pain interference. Only report bivariate correlation between PROMIS pain interference and PCS-C (Pain Catastrophizing Scale)

Gudmundsdottir, 2023

Psychometric evaluation of an Icelandic translation of the adolescent and parent report versions of the BATH pain questionnaires and investigation of the psychosocial impact of pain on adolescents with chronic disease

Wrong design: Icelandic validation

Autorisatiedatum en geldigheid

Laatst beoordeeld  : 19-04-2024

Laatst geautoriseerd  : 19-04-2024

Geplande herbeoordeling  : 19-04-2029

Initiatief en autorisatie

Initiatief:
  • Nederlandse Vereniging voor Kindergeneeskunde
Geautoriseerd door:
  • Nederlandse Vereniging voor Anesthesiologie
  • Nederlandse Vereniging voor Heelkunde
  • Nederlandse Vereniging voor Kindergeneeskunde
  • Verpleegkundigen en Verzorgenden Nederland
  • Nederlands Instituut van Psychologen
  • Stichting Kind en Ziekenhuis

Algemene gegevens

De ontwikkeling/herziening van deze richtlijnmodule werd ondersteund door het Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten (www.demedischspecialist.nl/kennisinstituut) en werd gefinancierd uit de Kwaliteitsgelden Medisch Specialisten (SKMS).

De financier heeft geen enkele invloed gehad op de inhoud van de richtlijnmodule.

Samenstelling werkgroep

Voor het ontwikkelen van de richtlijnmodule is in 2021 een multidisciplinaire werkgroep ingesteld, bestaande uit vertegenwoordigers van alle relevante specialismen (zie hiervoor de Samenstelling van de werkgroep) die betrokken zijn bij de zorg voor kinderen met pijn.

 

Kernwerkgroep

  • Drs. M.A. (Maarten) Mensink, kinderanesthesioloog en pijnarts, werkzaam in het Prinses Máxima Centrum voor Kinderoncologie te Utrecht, NVA, voorzitter
  • Drs. J.F. (Joanne) Goorhuis, algemeen kinderarts, werkzaam in het Medisch Spectrum Twente, NVK
  • Dr. F (Felix) Kreier, algemeen kinderarts, werkzaam in het OLVG te Amsterdam, NVK
  • Drs. M.S. (Sukru) Genco, algemeen kinderarts, werkzaam in het OLVG te Amsterdam, NVK
  • Dr. S.H. (Steven) Renes, anesthesioloog-pijnspecialist, werkzaam in het Radboud UMC te Nijmegen, NVA
  • Dr. P. (Petra) Honig-Mazer, psychotherapeut, werkzaam in het Erasmus MC Sophia te Rotterdam, NIP/LVMP
  • Drs. M. (Marjorie) de Neef, kinder-IC verpleegkundige, werkzaam in het Amsterdam UMC, V&VN
  • R. (Rowy) Uitzinger, junior projectmanager en beleidsmedewerker, Stichting Kind en Ziekenhuis, tot 1 juni 2022
  • E.C. (Esen) Doganer, junior projectmanager en beleidsmedewerker, Stichting Kind en Ziekenhuis, vanaf 1 juni 2022

Werkgroep

  • Drs. L.A.M. (Lonneke) Aarts, algemeen kinderarts, werkzaam in het RadboudUMC Amalia kinderziekenhuis te Nijmegen, NVK
  • Prof. dr. W.J.E. (Wim) Tissing, kinderoncoloog, werkzaam in het UMCG te Groningen en Prinses Máxima Centrum te Utrecht, NVK
  • Prof. dr. S.N. (Saskia) de Wildt, kinderintensivist, werkzaam in het RadboudUMC te Nijmegen, NVK (tot 9-9-2022)
  • Prof. dr. N.M. (Nico) Wulffraat, kinderreumatoloog, werkzaam in het UMC Utrecht te Utrecht, NVK (tot 1-11-2022)
  • Drs. P. (Petra) Hissink-Muller, kinderreumatoloog, werkzaam in het Erasmus MC Sophia te Rotterdam (vanaf 1-11-2022)
  • Drs. A.M. (Arine) Vlieger, algemeen kinderarts, werkzaam in het St. Antonius Ziekenhuis te Utrecht, NVK
  • Dr. S.H.P. (Sinno) Simons, kinderarts-neonatoloog, werkzaam in het Erasmus MC Sophia te Rotterdam, NVK
  • Drs. K. (Karina) Elangovan, kinderanesthesioloog, werkzaam in het Erasmus MC Sophia te Rotterdam, NVA
  • Dr. C.M.G. (Claudia) Keyzer – Dekker, kinderchirurg, werkzaam in het Erasmus MC Sophia te Rotterdam, NVvH
  • A.P. (Annette) van der Kaa, kinderfysiotherapeut, werkzaam in het Erasumc MC Sophia te Rotterdam, NVFK en KNGF
  • Drs. A. H. (Agnes) Dommerholt, klinisch psycholoog, werkzaam in het OLVG te Amsterdam, NIP/LVMP (vanaf 1-1-2023)

 Klankbordgroep

  • Drs. J. (Judig) Blaauw, kinderrevalidatiearts, VRA
  • Dr. H. (Hanneke) Bruijnzeel, AIOS, werkzaam in het UMC Utrecht te Utrecht, NVKNO
  • Dr. A.M.J.W. (Anne-Marie) Scheepers, ziekenhuisapotheker, werkzaam in het MUMC te Maastricht, NVZA
  • Dr. S.A. (Sylvia) Obermann-Borst, ervaringsdeskundige ouder & huisarts-epidemioloog, Care4Neo (voorheen Vereniging van Ouders van Couveusekinderen - VOC) 
  • Dr. I.H. (Ilse) Zaal-Schuller, arts voor verstandelijk gehandicapten/kaderarts palliatieve zorg i.o., werkzaam bij Prinsenstichting Purmerend/ AmsterdamUMC locatie AMC, NVAVG
  • M. (Miep) van der Doelen, CliniClowns Nederland (tot 1-9-2023)
  • Dr. E. (Eva) Schaffrath, anesthesioloog, werkzaam in het Maastricht UMC te Maastricht, PROSA Kenniscentrum
  • M. (Mirjam) Jansen op de Haar, HME-MO Vereniging Nederland

 Met ondersteuning van

  • Dr. J. (Janneke) Hoogervorst – Schilp, senior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Dr. C. (Cécile) Overman, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Dr. T. (Tim) Christen, adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Drs. D.A.M. (Danique) Middelhuis, junior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Drs. M. (Mark) van Eck, junior adviseur, Kennisinstituut van de Federatie Medisch Specialisten
  • Drs. L. (Liza) van Mun, junior 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 (kern)werkgroepleden en klankbordgroepleden 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.

 

Betrokkenen

Functie

Nevenfuncties

Gemelde belangen

Ondernomen actie

Werkgroep

Aarts

Algemeen kinderarts in het Amalia kinderziekenhuissinds november 2017

Interne functies onbetaald: 1. voorzitter Pijn werkgroep Amalia kinderziekenhuis. 2. Verbonden aan werkgroep procedurele sedatie bij kinderen. 3. Implementatie VR in Amalia.
Stage coördinator coschap kindergeneeskunde, tot 01-09-2020 betaalde functie intern. Onderzoek naar effect voor toepassing comfort talk technieken op de polikliniek Amalia. Onbetaald, vanuit betaalbaar beter project VGZ wel financiële ondersteuning gekregen, eenmalig.

Onderzoek naar effect comfort talk technieken; maar eenmalige subsidie gekregen voor uitvoer. Geen extern belang qua uitkomst.

Geen actie

Dommerholt

Klinisch psycholoog KJ, vakgroep kindergeneeskunde OLVG

Praktijk Dommerholt, praktijk voor kinder- en jeugdpsychotherapie, supervisie en doceren. (momenteel inactief).

Lid vakgroep en medische staf, uitvoeren van psychologische diagnostiek en behandeling van kinderen en hun systeem, opleider.

Geen

Geen actie

Elangovan

Universitair medisch specialist Anesthesioloog-pijnspecialist; ErasmusMC

Geen

Geen

Geen actie

Genco

Kinderarts, OLVG, Amsterdam
Unitleider kindergeneeskunde

- Eigenaar Genco Med. Beheer B.V.
- GM BV is 100% aandeelhouder van de VATAN Kliniek B.V.
- dienstbetrekking GencoMed B.V. 0,1 fte, betaald
- voorzitter st. kindersedatie, onbetaald
- congres director PROSA procedurele sedatie en analgese congres, betaald.
- Voorzitter st. ontw. kindergeneeskunde OLVG, onbetaald

Directe belangen bij eigen B.V. maar geen relatie met de bezigheden  van de werkgroep.
Patenthouder van een medisch hulpmiddel voor het verrichten van circancisies, geen relatie met bezigheden van de werkgroep

Bijvangst van het project kan zijn: nieuwe kennis en ervaring om binnen onze organisatie te delen.

Geen actie

Goorhuis

Algemeen kinderarts - acute kindergeneeskunde
Medisch Spectrum Twente Enschede
100%

Geen

Geen

Geen actie

Hissink-Muller

Kinderreumatoloog, Erasmus MC Sophia

 

 

 

Kaa, van der

Kinderfysiotherapeut
Erasmus MC Sophia

-Docent Master Kinderfysiotherapie bij Breederode Hogeschool

- Universitair docent
Erasmus MC (2 uur per week)

-Kinderfysiotherapeut 1e lijn (Fysio van der Linden)

Geen

Geen actie

Keyzer-Dekker

Kinderchirurg Sophia Kinderziekenhuis ErasmusMC te Rotterdam

APLS instructeur SSHK Riel, dagvergoeding

Geen

Geen actie

Kreier

Kinderarts OLVG Amsterdam

Medeauteur en -oprichter “De hamster in je brein”
Faculty en lid wetenschappelijke bijraad PROSA

Geen

Geen actie

Mensink*

kinderanesthesioloog - pijnarts - Prinses Máxima Centrum voor kinderoncologie

Bestuurslid sectie Pijn&palliatieve geneeskunde NVA - onbetaalde functie
sectielid SKA-NVA - onbetaalde functie
voorzitter project Choosing Wisely Opioids NVA - onbetaalde functie
werkgroeplid Verstandig Gebruik Opioiden IVM/NVA/VWS - onbetaalde functie
commissielid programmacommissie Anesthesiologendagen - onbetaalde functie
Auteur richtlijnherziening Palliatieve zorg bij kinderen NVK/NVA - onbetaalde functie

Geen

Geen actie

Neef, de

Verpleegkundig onderzoeker, Kinder IC, Amsterdam UMC

Geen

Geen

Geen actie

Petra Honig-Mazer

Erasmus MC - Sophia Kinderziekenhuis  Afdeling Kinder- en Jeugdpsychiatrie/psychologie Unit Psychosociale Zorg Psychotherapeut BIG                                  

Kleine eigen praktijk: Praktijk voor Psychotherapie Honig-Mazer, betaald

Geen

Geen actie

Renes

Anesthesioloog-pijnspecialist Radboudumc

Kwaliteitsvisitaties Nederlandse Vereniging Anesthesiologie, vacatiegeld
Tijd voor verbinding VMS, vacatiegeld

Geen

Geen actie

Simons

Kinderarts - neonatoloog - klinisch farmacoloog (Universitair Medische Specialist)
Erasmus MC- Sophia

Lid geneesmiddelencommissie Erasmus MC (onbetaald)
Voorzitter pharmacology section European Society Pediatric research (onbetaald)
Lid NKFK (Kinderformularium redactie) (onkostenvergoeding)
Voorzitter Neonatal Pain Special interest group (onbetaald)

Geen

Geen actie

Tissing

Kinderoncoloog, Hoogleraar supportive care in de kinderoncologie. 0.6 fte Prinses Maxima Centrum, 0,4 fte UMCG

PI van onderzoek naar app over invloed van laagdrempelig contact op pijn bij patiënten met kanker.

Geen

Geen actie

Uitzinger

Junior Project manager en beleidsmedewerker Stichting kind en ziekenhuis

Geen

Geen

Geen actie

Vlieger

1. Kinderarts St Antonius ziekenhuis Nieuwegein

1. Les geven via Cure en Care en via het Prinses MAxima Centrum op het gebiedvan hypnose bij kinderen. Dit is betaald.
2. Mede -eigenaar van een klein bedrijfje Skills4Comfort waarbij wij les geven in ziekenhuizen op het gebied van non-farmacologische technieken om het comfort van patienten te verbeteren, mn tijdens procedures. Dit is uiteraard een betaalde functie.
3. Voorzitter Stichting Hypnose bij Kinderen. Dit is onbetaald.
4. Tot een paar maanden geleden was ik ook bestuurslid en mede-oprichter van de stichting Procedureel comfort bij Kinderen (Prosa)

Aangezien ik les geef op het gebied van non-farmacologische methoden om pijn en angst te voorkomen cq te behandelen kan ik daar theoretisch voordeel van ondervinden als nog meer afdelingen hun personeel geschoold wilt hebben in non-farmacologische technieken. in de richtlijn komen uiteraard geen namen van bedrijven te staan, dus ik verwacht geen evident voordeel.

Mijn mede eigenaars van het skills4comfort bedrijf. Overigens loopt dit al heel goed. Iedereen is gelukkig al overtuigd van het belang van het aanleren van positief taalgebruik, afleiden, echt contact maken en een vertrouwensband opbouwen.

Uitsluiten van besluitvorming voor modules over non-farmacologische pijnbestrijding. Mag wel meelezen.

Wildt, de

Kinderarts-intensivist, hoogleraar klinische farmacologie, Radboudumc
Kinderarts-onderzoeker, Erasmus MC (0.1 fte)

Directeur stichting Nederlands Kenniscentrum Farmacotherapie Kinderen (detachering
vanuit Radboudumc, betaald door stichting)
Directeur Kinderformularium BV (detachering vanuit Radboudumc, betaald door stichting)
Voorzitter Medisch Wetenschappelijke Adviesraad Kiddygoodpills (onbetaald)
Bestuurslid NVKFB (onbetaald)
Redactielid NTvG (farmacotherapie sectie, onbetaald)
Directeur PEDMED-NL (kindertrialnetwerk Nederland)
KNAW Van Walraven Fonds, Ter Meulen Fonds commissielid (onbetaald)
FMS Richtlijn Delier (betaald aan Radboudumc, vacatiegelden)

Patent: Gebruik van PENK voor nierfunctiebepaling bij kinderen (aangevraagd).

Bill and Melinda Gates Foundation: model-informed dosing for pediatric dosing
guidelines
EU IMI2 Conect4children: EU wide pediatric clinical trial network Kinderformularium BV heeft als doel, zonder winstoogmerk, om de doseeradviezen
van het Nederlandse kinderformularium, ook beschikbaar te stellen aan
buitenlandse, non profit (!) partijen. Dit gebeurt nu voor Noorwegen, Duitsland en Oostenrijk (overheid/ kinderziekenhuizen) Dit is goedgekeurd door het Min van VWS, de financier van het kinderformularium. De neodose doseringen helpen mee het
kinderformularium beter te maken, en daarmee aantrekkelijk voor andere non-profit partijen om aan te sluiten.

Geen actie

Wulffraat

Hoogleraar kinderimmunologie/reumatologie. UMCU

Voorzitter (coordinator) ERN-RITA (european reference network (onbetaald).

Onze vakgroep heeft zeer veel extern gefinancierd onderzoek. Er is geen direct belang van de financier bij deze richtlijn. Onderzoekslijn chronische pijn bij jeugdreuma is puur academisch. Mensink (aangesteld in PMC) is hier de promovendus. Ik ben de promotor.

Geen actie

 

 

Klankbordgroep

Bruijnzeel

Arts-assistent Keel-, Neus- en Oorheelkunde, UMC Utrecht

Kerngroep Pediatrie (KNO vereniging) - onbetaald
- Commissie PrevENT (KNO vereniging) - onbetaald
- Junior ESPO bestuur - onbetaald

Geen

Geen actie

Scheepers

ziekenhuisapotheker, Maastricht UMC+

Geen

Geen

Geen actie

Obermann-Borst

Coördinator Wetenschap bij Care4Neo 10 u per week
Huisarts - zelfstandige 18 u per week
docent Radboud UMC 8 uur per week

Coördinator Wetenschap bij Care4Neo 75% betaald/25% vrijwillig verzorgen van bijdrage vanuit patientenperspectief aan wetenschap, richtlijnen en kwaliteit van zorg namens de patientenvereniging voor ouders van en voor kinderen die te vroeg, te klein en/of ziek geboren zijn.

Huisarts - zelfstandige 18 u per week betaald
docent Radboud UMC 8uur/week EBM onderwijs bij huisartsopleiding

Geen

Geen actie

Zaal Schuller

Arts voor verstandelijk gehandicapten
Werkgever:
Prinsenstichting (Purmerend): 29 uur per week
Amsterdam UMC loc AMC: 2 uur per week

Arts voor verstandelijk gehandicapten, betaald.

Geen

Geen actie

Schaffrath

Kinderanesthesioloog MUMC

Faculty member PROSA (tegen dagvergoeding)
Spreker op diverse congresses (zonder vergoeding)

Geen

Geen actie

Blaauw

Kinderrevalidatiearts

Geen

Geen

Geen actie

Bruijn, de (interim)
Neemt eenmalig deel 1e kernwerkgroepverg. 6/7/2021

Kinderrevalidatiearts bij Revalidatie Friesland

Lid kwaliteitscommissie VRA (deels betaald, vacatiegeld)
Voorzitter landelijke werkgroep Chronische Pijn en vermoeidheid in de kinderrevalidatie, subwerkgroep van de kindersectie van de VRA (onbetaald)

Geen

Geen actie

Doelen

CliniClown bij stichting CliniClowns 28 uur per week
Onderzoeker bij stichting CliniClowns 8 uur per week, als onderzoeker van CliniClowns commissielid bij project Pijn bij Kinderen.

Bestuurslid theaterproducties Natuurtheater de Kersouwe in Heeswijk Dinther (onbetaald)

Hoofddoel van mijn bijdrage aan de werkgroep is de kennis en ervaring van CliniClowns in te zetten bij het geven van feedback op de gemaakte stukken.

Geen actie

Haar, van der

Freelance consultant Moonshot

Bestuurslid HME-MO Vereniging Nederland

Geen

Geen actie

* Voorzitter

Inbreng patiëntenperspectief

Er werd aandacht besteed aan het patiëntenperspectief door afvaardiging van Stichting Kind en Ziekenhuis in de kernwerkgroep en Care4Neo, CliniClowns Nederland en HME-MO Vereniging Nederland in de klankbordgroep. Op verschillende momenten is input gevraagd tijdens een invitational conference en bij het opstellen van het raamwerk. Het verslag van de invitational conference [zie aanverwante producten] is besproken in de werkgroep. De verkregen input is meegenomen bij het opstellen van de uitgangsvragen, de keuze voor de uitkomstmaten en bij het opstellen van de overwegingen. De conceptrichtlijn is tevens voor commentaar voorgelegd aan de patiëntenorganisaties en de eventueel aangeleverde commentaren zijn bekeken en verwerkt.

 

Kwalitatieve raming van mogelijke financiële gevolgen in het kader van de Wkkgz

Bij de richtlijnmodule is conform de Wet kwaliteit, klachten en geschillen zorg (Wkkgz) een kwalitatieve raming uitgevoerd om te beoordelen of de aanbevelingen mogelijk leiden tot substantiële financiële gevolgen. Bij het uitvoeren van deze beoordeling is de richtlijnmodule op verschillende domeinen getoetst (zie het stroomschema op de Richtlijnendatabase).

 

Module

Uitkomst raming

Toelichting

Module Meetinstrumenten interferentie van chronische pijn

Geen financiële gevolgen

Hoewel uit de toetsing volgt dat de aanbeveling(en) breed toepasbaar zijn (>40.000 patiënten), volgt ook uit de toetsing dat het geen nieuwe manier van zorgverlening of andere organisatie van zorgverlening betreft, het geen toename in het aantal in te zetten voltijdsequivalenten aan zorgverleners betreft en het geen wijziging in het opleidingsniveau van zorgpersoneel betreft. Er worden daarom geen substantiële financiële gevolgen verwacht.

Werkwijze

AGREE

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

 

Knelpuntenanalyse en uitgangsvragen

Voorafgaand aan de voorbereidende fase is een invitational conference georganiseerd over herkenning en behandeling van pijn binnen de kindzorg. Een verslag hiervan is opgenomen onder aanverwante producten. Daarnaast werd tijdens de voorbereidende fase van de richtlijn een schriftelijke knelpunteninventarisatie gehouden. Op basis van de uitkomsten van de knelpuntenanalyse zijn door de werkgroep concept-uitgangsvragen opgesteld en definitief vastgesteld.

 

Uitkomstmaten

Na het opstellen van de zoekvraag behorende bij de uitgangsvraag inventariseerde de werkgroep welke uitkomstmaten voor de patiënt relevant zijn, waarbij zowel naar gewenste als ongewenste effecten werd gekeken. Hierbij werd een maximum van acht uitkomstmaten gehanteerd. 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 https://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 dichtbij 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 dichtbij 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 dichtbij 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 dichtbij 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).

 

COSMIN

The COSMIN Risk of Bias tool was used to assess the quality of single studies for each measurement property. Thereby, the worst-score-counts method was used to determine the risk of bias, this means that the lowest rating given in a box determines the final rating, i.e. the quality of the study. The result of each study on a measurement property were rated against the updated criteria for good measurement properties (Table 1). Each result was rated as either sufficient (+), insufficient (–), or indeterminate (?).

 

Table 1. Criteria for good measurement properties (Mokkink, 2018)

Measurement property

Rating[1]

Criteria

Structural validity

+

CTT:

CFA: CFI or TLI or comparable measure >0.95 OR RMSEA <0.06 OR SRMR <0.08[2]

IRT/Rasch:

No violation of unidimensionality[3]: CFI or TLI or comparable measure >0.95 OR RMSEA <0.06 OR SRMR <0.08

AND

no violation of local independence: residual correlations among the items after controlling for the dominant factor < 0.20 OR Q3's < 0.37

AND

no violation of monotonicity: adequate looking graphs OR item scalability >0.30

AND

adequate model fit:

IRT: χ2 >0.01

Rasch: infit and outfit mean squares ≥ 0.5 and ≤ 1.5 OR Z-standardized values > ‐2 and <2

?

CTT: Not all information for ‘+’ reported

IRT/Rasch: Model fit not reported

-

Criteria for ‘+’ not met

Internal consistency

+

At least low evidence[4] for sufficient structural validity[5] AND

Cronbach's alpha(s) ≥ 0.70 for each unidimensional scale or Subscale.[6]

?

Criteria for “At least low evidence for sufficient structural validity” not met

-

At least low evidence4 for sufficient structural validity5 AND

Cronbach’s alpha(s) < 0.70 for each unidimensional scale or Subscale.6

Reliability

+

ICC or weighted Kappa ≥ 0.70

?

ICC or weighted Kappa not reported

-

ICC or weighted Kappa < 0.70

Measurement error

+

SDC or LoA < MIC

?

MIC not defined

-

SDC or LoA > MIC

Hypotheses testing for

construct validity

+

The result is in accordance with the hypothesis[7]

?

No hypothesis defined (by the review team)

-

The result is not in accordance with the hypothesis

Cross‐cultural

validity\measurement

invariance

+

No important differences found between group factors (such as age, gender, language) in multiple group factor analysis OR no important DIF for group factors (McFadden's R2 < 0.02)

?

No multiple group factor analysis OR DIF analysis performed

-

Important differences between group factors OR DIF was found

Criterion validity

+

Correlation with gold standard ≥ 0.70 OR AUC ≥ 0.70

?

Not all information for ‘+’ reported

-

Correlation with gold standard < 0.70 OR AUC < 0.70

Responsiveness

+

The result is in accordance with the hypothesis OR AUC ≥ 0.70

?

No hypothesis defined (by the review team)

-

The result is not in accordance with the hypothesis OR AUC < 0.70

AUC: area under the curve, CFA: confirmatory factor analysis, CFI: comparative fit index, CTT: classical test theory, DIF: differential item functioning, ICC: intraclass correlation coefficient, IRT: item response theory, LoA: limits of agreement, MIC: minimal important change, RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation, SEM: Standard Error of Measurement, SDC: smallest detectable change, SRMR: Standardized Root Mean Residuals, TLI = Tucker‐Lewis Index

[1] “+” = sufficient, ” –“ = insufficient, “?” = indeterminate

[2] To rate the quality of the summary score, the factor structures should be equal across studies

[3] unidimensionality refers to a factor analysis per subscale, while structural validity refers to a factor analysis of a (multidimensional) patient‐reported outcome measure

[4] As defined by grading the evidence according to the GRADE approach

[5] This evidence may come from different studies

[6] The criteria ‘Cronbach alpha < 0.95’ was deleted, as this is relevant in the development phase of a PROM and not when evaluating an existing PROM.

[7] The results of all studies should be taken together and it should then be decided if 75% of the results are in accordance with the hypotheses

 

 

The level of evidence of the literature was evaluated as described in the COSMIN user manual for systematic reviews of patient-reported outcome measures (Mokkink, 2018). The following four factors were taken into account: (1) risk of bias (i.e. the methodological quality of the studies), (2) inconsistency (i.e. unexplained inconsistency of results across studies), (3) imprecision (i.e. total sample size of the available studies), and (4) indirectness (i.e. evidence from different populations than the population of interest in the review). The quality of evidence could be downgraded with one level (e.g. from high to moderate evidence) if there is serious risk of bias, with two levels (e.g. from high to low) if there is very serious risk of bias, or with three levels (i.e. from high to very low) if there is extremely risk of bias. The quality of the evidence could be downgraded with one or two levels for inconsistency, imprecision (-1 if total N=50-100; -2 if total N<50) and indirectness.

 

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. Meer algemene, overkoepelende, of bijkomende aspecten van de organisatie van zorg worden behandeld in de module Organisatie van zorg.

 

Commentaar- en autorisatiefase

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

 

Referenties

Agoritsas T, Merglen A, Heen AF, Kristiansen A, Neumann I, Brito JP, Brignardello-Petersen R, Alexander PE, Rind DM, Vandvik PO, Guyatt GH. UpToDate adherence to GRADE criteria for strong recommendations: an analytical survey. BMJ Open. 2017 Nov 16;7(11):e018593. doi: 10.1136/bmjopen-2017-018593. PubMed PMID: 29150475; PubMed Central PMCID: PMC5701989.

 

Alonso-Coello P, Schünemann HJ, Moberg J, Brignardello-Petersen R, Akl EA, Davoli M, Treweek S, Mustafa RA, Rada G, Rosenbaum S, Morelli A, Guyatt GH, Oxman AD; GRADE Working Group. GRADE Evidence to Decision (EtD) frameworks: a systematic and transparent approach to making well informed healthcare choices. 1: Introduction. BMJ. 2016 Jun 28;353:i2016. doi: 10.1136/bmj.i2016. PubMed PMID: 27353417.

 

Alonso-Coello P, Oxman AD, Moberg J, Brignardello-Petersen R, Akl EA, Davoli M, Treweek S, Mustafa RA, Vandvik PO, Meerpohl J, Guyatt GH, Schünemann HJ; GRADE Working Group. GRADE Evidence to Decision (EtD) frameworks: a systematic and transparent approach to making well informed healthcare choices. 2: Clinical practice guidelines. BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089. doi: 10.1136/bmj.i2089. PubMed PMID: 27365494.

 

Brouwers MC, Kho ME, Browman GP, Burgers JS, Cluzeau F, Feder G, Fervers B, Graham ID, Grimshaw J, Hanna SE, Littlejohns P, Makarski J, Zitzelsberger L; AGREE Next Steps Consortium. AGREE II: advancing guideline development, reporting and evaluation in health care. CMAJ. 2010 Dec 14;182(18):E839-42. doi: 10.1503/cmaj.090449. Epub 2010 Jul 5. Review. PubMed PMID: 20603348; PubMed Central PMCID: PMC3001530.

 

Hultcrantz M, Rind D, Akl EA, Treweek S, Mustafa RA, Iorio A, Alper BS, Meerpohl JJ, Murad MH, Ansari MT, Katikireddi SV, Östlund P, Tranæus S, Christensen R, Gartlehner G, Brozek J, Izcovich A, Schünemann H, Guyatt G. The GRADE Working Group clarifies the construct of certainty of evidence. J Clin Epidemiol. 2017 Jul;87:4-13. doi: 10.1016/j.jclinepi.2017.05.006. Epub 2017 May 18. PubMed PMID: 28529184; PubMed Central PMCID: PMC6542664.

 

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

 

Neumann I, Santesso N, Akl EA, Rind DM, Vandvik PO, Alonso-Coello P, Agoritsas T, Mustafa RA, Alexander PE, Schünemann H, Guyatt GH. A guide for health professionals to interpret and use recommendations in guidelines developed with the GRADE approach. J Clin Epidemiol. 2016 Apr;72:45-55. doi: 10.1016/j.jclinepi.2015.11.017. Epub 2016 Jan 6. Review. PubMed PMID: 26772609.

 

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

 

Schünemann HJ, Oxman AD, Brozek J, Glasziou P, Jaeschke R, Vist GE, Williams JW Jr, Kunz R, Craig J, Montori VM, Bossuyt P, Guyatt GH; GRADE Working Group. Grading quality of evidence and strength of recommendations for diagnostic tests and strategies. BMJ. 2008 May 17;336(7653):1106-10. doi: 10.1136/bmj.39500.677199.AE. Erratum in: BMJ. 2008 May 24;336(7654). doi: 10.1136/bmj.a139.

 

Schünemann, A Holger J [corrected to Schünemann, Holger J]. PubMed PMID: 18483053; PubMed Central PMCID: PMC2386626.

 

Wessels M, Hielkema L, van der Weijden T. How to identify existing literature on patients' knowledge, views, and values: the development of a validated search filter. J Med Libr Assoc. 2016 Oct;104(4):320-324. PubMed PMID: 27822157; PubMed Central PMCID: PMC5079497.

Zoekverantwoording

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

Volgende:
Frequentie pijn- en comfortmeting bij chronische pijn