DETECTIE VAN ALCOHOLMISBRUIK OF -AFHANKELIJKHEID IN DE HUISARTSENPRAKTIJK Diagnostische nauwkeurigheid van vragenlijsten en laboratoriumtests

HUISARts NU

RESEARCH

DETECTIE VAN ALCOHOLMISBRUIK OF -AFHANKELIJKHEID IN DE HUISARTSENPRAKTIJK Diagnostische nauwkeurigheid van vragenlijsten en laboratoriumtests B. AERTGEERTS EN F. BUNTINX ZIJN ALS PROFESSOR VERBONDEN AAN HET ACADEMISCH CENTRUM VOOR HUISARTSGENEESKUNDE VAN DE KU LEUVEN;

S. ANSOMS IS ALS PSYCHIATER VERBONDEN AAN HET PSYCHIATRISCH CENTRUM VAN DE BROEDERS

ALEXIANEN IN DIEST EN TEVENS VOORZITTER VAN DE V ERENIGING VOOR A LCOHOL - EN ANDERE D RUG PROBLEMEN (VAD);

J. FEVERY IS WERKZAAM ALS PROFESSOR OP DE DIENST LEVERZIEKTEN VAN HET UNIVERSITAIR ZIEKENHUIS GASTHUISBERG TE LEUVEN.

Patiënten met een drankprobleem worden door hun huisarts vaak niet herkend. Toch is een tijdige interventie van belang om de gezondheidsrisico's voor de patiënt en diens omgeving te beperken. Deze studie werd verricht op een steekproef van 1.992 patiënten ouder dan achttien jaar uit een populatie van 69 praktijken van een welomschreven regio. Men onderzocht

Het detecteren van alcoholproblemen in de huisartsenpraktijk blijft een belangrijk probleem. Artsen slagen er niet goed in om de meeste patiënten met een alcoholprobleem te herkennen. Uit vroegere studies blijkt dat slechts 6 à 36% van de patiënten met alcoholmisbruik of -afhankelijkheid juist worden geïdentificeerd 1-6. Het is evenwel van cruciaal belang dat de huisarts alcoholproblemen vroeg kan opsporen. Alcoholisme komt zeer frequent voor en houdt voor de patiënt en zijn familie een ernstig gezondheidsrisico in 7,8. Uit recent onderzoek is bovendien duidelijk dat korte interventies door de arts, vooral in een vroeg stadium van de ziekte, bijzonder efficiënt zijn om de problemen en de hoeveelheden geconsumeerd alcohol te beperken 9-12. Dergelijke interventie gebeurt bij voorkeur in de eerste lijn en bestaat uit het verstrekken van advies en het meegeven van allerhande informatie aan de patiënt 13.

de diagnostische waarde van verschillende vragenlijsten en laboratoriumtests in

Situering

het screenen van patiënten op alcoholabusus of -afhankelijkheid. Uit de vergelijking van de verschillende screeningsinstrumenten komt de Five-Shot-vragenlijst er als beste uit. Voor de huisarts met een drukke praktijk is deze korte en gebruiksvriendelijke questionnaire een handig en accuraat hulpinstrument in de detectie van patiënten met een drankprobleem. Laboratoriumtests scoren daarentegen zeer zwak.

468

december 2002; 31(10) Huisarts Nu

Verschillende studies hebben reeds gepoogd het inschatten van alcoholmisbruik en -afhankelijkheid te verbeteren 14-15. Belangrijk is dat de huisarts over een krachtig maar ook praktisch hanteerbaar instrument beschikt dat weinig tijd vraagt en een hoge sensitiviteit combineert met een aanvaardbare specificiteit. De meeste laboratoriumtests of combinaties ervan (mean cell volume of MCV, aspartaat aminotransferase of AST, alanine aminotransferase of ALT, gammaglutamyltransferase of gam-

ma-GT en urinezuur) blijken niet geschikt voor het detecteren van alcoholmisbruik en -afhankelijkheid 16. Recent onderzoek van MEERKERK et al. over het gebruik van carbohydraatdeficiënt transferrine (CDT) in een huisartsenpraktijkpopulatie gaf aan dat CDT de beste beschikbare alcoholmerker is. Het verschil tussen CDT en MCV is echter klein 17. Voor de bevestiging van de diagnose van alcoholmisbruik of -afhankelijkheid gaf de opvolger van CDT, de %CDT-bepaling (een immunologische enzymbepaling die de relatieve hoeveelheid CDT meet in verhouding tot de totale hoeveelheid transferrine), interessante resultaten in populaties met een hoge – maar ook met een lage – prevalentie van alcoholproblemen 18,19. In vergelijking met de laboratoriumtests boeken de meeste vragenlijsten betere resultaten voor screening. Toch hebben artsen het er moeilijk mee om ze tijdens de raadpleging te gebruiken 2,20. Zo worden de CAGEvragenlijst (door EWING ontwikkeld) en de 'Alcohol Use Disorder Identification Test' (AUDIT) praktisch niet gehanteerd tijdens een routineconsultatie 21,22. Dankzij zijn beknoptheid en niet-bedreigende benadering is de CAGEvragenlijst nochtans een handig instrument voor screening en casefinding, vooral voor de huisarts met een drukke praktijk 23-25. De meeste studies tonen aan dat het gebruik van de CAGE de detectie van problematisch alcoholgebruik in verschillende situaties verbetert 24-26. Screening met de AUDIT wordt niet alleen aangewend voor case-finding

Huisarts & research

maar ook voor de detectie van risicogedrag zoals het drinken van alarmerende hoeveelheden alcohol 27. De AUDIT kan mondeling, schriftelijk of elektronisch worden ingevuld. Daarnaast wordt hij ook gebruikt als onderdeel van een algemene beoordeling van het gezondheidsrisico. De AUDIT bestaat uit tien secties, is niet zo gebruiksvriendelijk als de CAGE en wordt in de klinische praktijk bijgevolg minder goed aanvaard 28. Verschillende studies evalueerden de screeningskenmerken van verschillende korte versies van de AUDIT of van een combinatie van AUDIT- en CAGE-vragen. Zo adviseerden PICCINELLI et al. om slechts vijf van de tien AUDIT-secties te gebruiken en die te combineren met de originele AUDIT-scoreprocedure: de AUDIT-PC 29. SEPPA et al. ontwikkelden de 'Five-Shot', een vragenlijst die uit twee vragen van de AUDIT en drie van de CAGE bestaat en een verschillend scoresysteem hanteert 30. BUSH et al. beschreven ten slotte het nut van uitsluitend de eerste drie vragen van de AUDIT 31.

Probleemstelling Naar de diagnostische kenmerken van eenvoudige screeningsinstrumenten voor alcoholmisbruik of -afhankelijkheid in een huisartsenpraktijk werd al veel onderzoek verricht. Toch is er nog steeds nood aan vergelijkend onderzoek van de verschillende bestaande instrumenten in dezelfde populatie. Ook de diagnostische nauwkeurigheid, bij zowel mannelijke als vrouwelijke patiënten, vraagt verder onderzoek. Het doel van ons onderzoek was de bepaling en de vergelijking van de diagnostische nauwkeurigheid van de AUDIT, de CAGE en afgeleiden in een praktijkpopulatie. Hierbij werd gere-

fereerd aan de DSM-III-R-criteria voor alcoholmisbruik of -afhankelijkheid. Parallel hiermee vergeleken we de diagnostische nauwkeurigheid van conventionele laboratoriumtests (gamma-GT, ASAT, ALAT, urinezuur, MCV) en van %CDT in dezelfde populatie en volgens dezelfde criteria.

huisarts vulde de patiënt zelf een vragenlijst in die demografische gegevens (leeftijd, geslacht, burgerlijke stand en beroep), het 'Composite International Diagnostic Interview' (CIDI 1.1, sectie 1), de CAGE en de AUDIT bevatte.

Vragenlijsten

Methode Gegevensverzameling Tijdens een periode van drie weken (enkel werkdagen) werden patiënten ouder dan achttien die hun huisarts bezochten, willekeurig of chronologisch opgenomen in het onderzoek. Negenenzestig huisartsen actief in dezelfde regio nodigden 2.262 patiënten uit om deel te nemen aan de studie. Het aantal patiënten dat weigerde, was 189. Aangehaalde redenen: ze wilden liever geen bloedstaal laten afnemen (n=92), ze voelden zich te ziek (n=35), ze hadden geen tijd (n=27) of haalden andere redenen aan (n=35). De gemiddelde leeftijd en het geslacht van de patiënten die weigerden, verschilden niet van de onderzoeksgroep. Van 1.992 patiënten waren volledige gegevens beschikbaar, afkomstig van huisarts, patiënt en labo. Enkel van patiënten die akkoord gingen met het studieprotocol en een 'informed consent' ondertekenden, werden gegevens verzameld. Het ethisch comité van de medische faculteit van de KU Leuven verleende zijn goedkeuring aan dit onderzoek. Tijdens het consult noteerden de huisartsen de antwoorden van de patiënten op een CAGE-vragenlijst. Hierbij gaf ook de arts zijn eigen visie over het al dan niet bestaan van een alcoholprobleem. Vervolgens werd van iedere patiënt een bloedstaal afgenomen. Na het contact met de

Het 'Composite International Diagnostic Interview' (CIDI) is bedoeld om psychische aandoeningen vast te stellen in overeenstemming met de criteria van de 'Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders' (DSM-III-R, derde herwerkte versie) 32. Het CIDI is een zelf in te vullen formulier gebaseerd op een vorige papieren versie (1.1). Hoewel deze afgeleide versie strikt genomen niet werd gevalideerd, is ze opgebouwd volgens dezelfde structuur. Om deze versie te gebruiken, werden de DSM-III-R-criteria aangepast. Bij de start van de gegevensinzameling was immers geen Nederlandstalige versie van het op DSM-IV gebaseerde CIDI 2.1 beschikbaar. De criteria voor alcoholverslaving in DSM-III-R komen in sterke mate overeen met die van de DSM-IV, hoewel deze laatste meer patiënten detecteert met alcoholmisbruik 33. Patiënten werden volgens hun antwoorden gelabeld als ‘alcoholafhankelijk’, ‘alcoholmisbruik’ of ‘normaal’ 34,35. Als gouden standaard of referentietest gebruikten we de via het CIDI verkregen DSM-IIIR-criteria. De CAGE-vragenlijst is een zeer beknopt screeningsinstrument met vier korte vragen: ‘Heb je ooit het gevoel gehad dat je minder zou moeten drinken?’ ‘Heb je je ooit geërgerd aan mensen die opmerkingen maakten over je drinkgewoonten?’ ‘Heb je je ooit schuldig gevoeld over je drinkgewoonten?’ ‘Heb je ’s morgens ooit alcohol gedronken om een kater te verdrijven?’

Huisarts Nu december 2002; 31(10)

469

Huisarts & research

Elke vraag kan alleen beantwoord worden met ‘ja’ of ‘neen’. De CAGEvragen werden ontwikkeld naar aanleiding van een in 1968 door EWING uitgevoerde klinische studie in het North Carolina Memorial Hospital 21. De vragenlijst werd door MAYFIELD en zijn medewerkers in 1970 gevalideerd in een psychiatrische setting in het kader van een psychiatrische raadpleging 36. De AUDIT-vragenlijst moet door de patiënt zelf worden ingevuld en omvat drie vragen over de hoeveelheid en de frequentie van het alcoholverbruik, drie over alcoholafhankelijkheid en vier over vaak voorkomende door alcohol veroorzaakte problemen. Elke vraag wordt gescoord van 0 tot 4. De totaalscore ligt bijgevolg tussen 0 en 40 22. De AUDIT-PC-vragenlijst is de verkorte versie van de AUDIT die door PICINELLI et al. werd opgesteld. Hij bestaat uit vijf van de tien AUDITvragen en hanteert hetzelfde scoresysteem 29. De door SEPPA et al. opgestelde FiveShot-vragenlijst combineert drie CAGE- en twee AUDIT-vragen met een verschillend scoresysteem 28. De AUDIT-C, een vragenlijst opgesteld door BUSH et al., omvat de drie eerste vragen van de AUDIT 31. De van de AUDIT afgeleide vragenlijsten kunnen bij de auteurs worden opgevraagd.

De afkapwaarden werden als volgt bepaald: gamma-GT ≥ 50 U/l voor mannen en ≥ 32 U/l voor vrouwen; MCV ≥ 96 fl; ASAT ≥ 37 U/l; ALAT ≥ 40 U/l; urinezuur ≥ 7,5 mg/dl voor mannen en ≥ 6,0 mg/dl voor vrouwen. Daarnaast bepaalde men het %CDT, een relatief nieuwe merker van zwaar alcoholgebruik, op de ingevroren bloedstalen van enerzijds alle patiënten die op basis van de DSM-criteria gecatalogeerd werden als verslaafd of problematisch drinker en van anderzijds een willekeurig staal normale patiënten. %CDT meet de relatieve hoeveelheid CDT in verhouding tot het totaal transferrine. De %CDT-metingen werden uitgevoerd aan de hand van een commercieel pakket AXIS %CDT™ gebruikt volgens de aanwijzingen van de producent (AXIS Biochemicals, Noorwegen).

Blindering De evaluatie van de vragenlijsten, met inbegrip van het CIDI, verliep volledig geautomatiseerd. De huisarts (zowel bij het geven van zijn indruk als bij het registeren van de antwoorden op de CAGE-vragen), de onderzoeksmedewerker die de antwoorden in de databank ingaf, het laboratoriumpersoneel dat de conventionele laboratoriumtests uitvoerde en het team dat de %CDT-test verrichtte, waren niet op de hoogte van mekaars resultaten.

Analyse van de bloedstalen Voor de uitvoering van de conventionele laboratoriumtests (gamma-GT, MCV, ASAT, ALAT en urinezuur) werden dagelijks bloedstalen onderzocht in het labo voor klinische biologie van het Universitair Ziekenhuis te Leuven. Er werd ook samengewerkt met andere klinische laboratoria in Vlaanderen die gebruikmaakten van standaard onderzoeksmethodes.

470


Statistische analyse De diagnostische nauwkeurigheid van de CAGE, de AUDIT en hun afgeleiden werd onderzocht door de berekening van sensitiviteit, specificiteit, positief voorspellende waarde (PVW ), negatief voorspellende waarde (NVW) en van de diagnostische odds-ratio’s met hun 95% betrouwbaarheidsintervallen (95% BI). De berekeningen werden ver-

richt met behulp van Epi-Info™software. 37 ‘Receiver Operating Characteristic'of ROC-curven werden bovendien ontwikkeld op basis van alle mogelijke waarden van de continue en discontinue testresultaten. Dit gebeurde met de MedCalc5™-software (versie 5 van IBM) via berekeningen zoals beschreven door HANLEY en MCNEIL 38. Met de MedCalc5™-software werden van dezelfde patiëntenpopulatie eveneens de AOC’s (Area Onder de Curve) vergeleken, via berekeningen voor vergelijking van gepaarde curven zoals beschreven door HANLEY en MCNEIl. 39 Men bepaalde het %CDT bij alle patiënten met en bij een willekeurig (at random) gekozen groep patiënten zonder alcoholafhankelijkheid of -misbruik. Om vertekening te vermijden (de groep patiënten zonder alcoholprobleem was immers groter, met mogelijk een verkeerde berekening van alle diagnostische waarden tot gevolg) werden de standaardformules aangepast 40.

Resultaten Prevalentiewaarden In tabel 1 worden de demografische kenmerken van de studiepopulatie samengevat. Van 1.992 patiënten was de informatie volledig. De gemiddelde leeftijd was 54 jaar voor de mannen en 48 voor de vrouwen. De meeste patiënten waren gehuwd (72,5% mannen en 66,2% vrouwen) en het opleidingsniveau lag iets hoger bij de vrouwen dan bij de mannen. Ongeveer 20% van de vrouwelijke patiënten was thuiswerkende moeder. De prevalentiewaarden met de DSMIII-R-criteria als referentietest worden weergegeven in tabel 2.

Huisarts & research

Mannen Vrouwen Totaal (n=971)(48,8%) (n=1.021)(51,2%) (n=1.992)(100%) Gemiddelde leeftijd (spreiding 25/75)

54 (66/39)

48 (63/36)

51 (65/37)

Aantal patiënten ouder dan 60

348 (35,6)

287 (28,1)

Burgelijke stand - Gehuwd - Samenwonend - Alleenstaand - Gescheiden - Weduw(e)(naar) - Andere - Gegevens ontbreken

705 74 91 83 41 26 0

675 79 95 55 87 27 1

Opleiding - Secundair onderwijs - Hoger onderwijs - Gegevens ontbreken

519 (53,5) 445 (45,8) 6 (0,7)

473 (46,3) 532 (52,3) 14 (1,4)

992 (49,8) 997 (49,2) 20 (1,0)

Beroep - Bediende - Werkloos - Op pensioen - Thuiswerken - Student - Andere - Gegevens ontbreken

428 87 364 12 20 55 4

387 107 209 225 27 58 5

815 194 573 237 47 114 9

(72,5) (7,6) (9,4) (3,4) (4,2) (2,7) (0,0)

(44) (9) (37,5) (1,2) (2,1) (5,7) (0,5)

(66,2) (7,8) (9,3) (5,4) (8,5) (2,6) (0,1)

(38) (10,6) (20,5) (22,1) (2,6) (5,8) (0,4)

635 (31,9) 1.380 153 186 88 128 63 1

(69,4) (7,7) (9,4) (4,4) (6,4) (2,7) (0,1)

(41) (9,8) (28,8) (11,8) (2,4) (5,7) (0,5)

Tabel 1: Demografische gegevens van de onderzoeksgroep.

Mannen Vrouwen Totaal (n=971)(48,8%) (n=1.021)(51,2%) (n=1.992)(100%) Sober gedurende het jaar vóór de studie

155 (16,6)

263 (25,8)

418 (22,1)

DSM-III-R positief - tijdens afgelopen jaar - tijdens leven

132 (13,6) 219 (22,5)

46 (4,5) 78 (7,6)

178 (8,9) 297 (14,9)

Alcoholmisbruik - tijdens afgelopen jaar - tijdens leven

74 (7,6) 127 (13,2)

20 (2,0) 41 (4,0)

94 (4,7) 168 (8,4)

Alcoholafhankelijkheid - tijdens afgelopen jaar - tijdens leven

59 (6,1) 92 (9,5)

26 (2,6) 37 (3,6)

85 (4,3) 129 (6,4)

Gelegenheidsdrinken - Nooit 517 (54,7) - Minder dan één keer per maand 237 (25,1) - Maandelijks 77 (8,1) - Wekelijks 86 (9,1) - Dagelijks 28 (3,0) - Gegevens ontbreken 25 (2,6)

781 142 20 10 2 64

(76,6) (13,9) (2,0) (1,0) (0,2) (6,3)

1.298 379 97 96 30 89

(68,3) (19,9) (5,1) (5,1) (1,6) (4,5)

De totale prevalentie voor actueel alcoholmisbruik en -afhankelijkheid in de studiegroep tijdens de twaalf maanden vóór de studie bedroeg 8,9% (n=178/1.992). De groep bestond uit 132 mannen en 46 vrouwen (geslachtsratio: 1 vrouw voor 2,8 mannen). Tijdens het jaar vóór de studie beantwoordden 73 mannen (7,6%) aan de criteria voor problematisch alcoholgebruik en 59 (6,1%) aan de criteria voor alcoholverslaving. Twintig vrouwen (2,0%) waren problematisch drinker en 26 (2,6%) verslaafd. Tussen normale patiënten en patiënten met problematisch drankgebruik of verslaving verschilde de gemiddelde leeftijd niet. In de totale populatie was de prevalentie tijdens het leven 14,9%. Alcoholmisbruik of -afhankelijkheid kwam het meest voor bij mannen tussen 18 en 60 jaar (n=122/623, 18%). Overmatig alcoholgebruik kwam wekelijks of dagelijks voor bij 114 mannen (12,1%) en bij 12 vrouwen (1,2%). Op basis van de informatie van patiëntencontacten in het verleden konden huisartsen 33,5% van hun patiënten met alcoholmisbruik of -afhankelijkheid tijdens het jaar vóór de studie correct identificeren, hetzij 37% van de mannen en 24% van de vrouwen met alcoholproblemen volgens DSM-III-R.

Screenen bij mannen (n=971) Tabel 3 (zie volgende bladzijde) geeft de scores voor screening op alcoholmisbruik en -afhankelijkheid van de CAGE, de AUDIT en de afgeleide versies van de AUDIT, voor verschillende afkapwaarden. Daarnaast illustreert deze tabel ook de diagnostische waarde voor alcoholmisbruik en -afhankelijkheid van MCV, gamma-GT, ALAT, ASAT, urinezuur en %CDT.

Tabel 2: Prevalentie van alcoholmisbruik en -afhankelijkheid in de eerste lijn.


471

Huisarts & research

Vragenlijst

Sensiviteit Specificiteit

PVW*

NVW**

Likelihood ratio (+) 95% BI

Likelihood ratio (-) 95% BI

Odds-ratio (95% BI)

CAGE ≥1 ≥2

61,2 47,7

81,2 92,3

34,2 49,2

93,2 91,8

3,30 (2,72-4,00) 6,16 (4,59-8,27)

0,47 (0,37-0,58) 0,57 (0,48-0,67)

7,07 (4,67-10,78) 10,87 (6,92-17,09)

AUDIT ≥5 ≥6 ≥7 ≥8

82,6 74,2 67,4 60,6

72,9 81,4 85,7 90,3

32,4 38,6 42,6 49,7

96,4 95,3 94,4 93,6

3,05 3,99 4,71 6,28

0,24 0,32 0,38 0,44

12,78 12,62 12,40 14,40

AUDIT-C ≥5 ≥6 ≥8

78,0 66,7 48,5

74,9 84,3 94,3

32,8 40,0 57,1

95,6 94,1 92,1

3,10 (2,68-3.60) 4,24 (3,48-5,16) 8,47 (6,12-11,74)

AUDIT-PC ≥5 ≥6 ≥7 ≥8

68,2 58,3 45,5 37,9

83,9 91,5 95,7 97,5

40,0 52,0 62,5 70,4

94,4 93,3 91,8 90,9

4,24 6,89 10,59 16,13

Five-Shot ≥ 1,5 ≥ 2,0 ≥ 2,5 ≥ 3,0

93,2 86,4 74,2 62,1

50,2 63,2 80,9 88,3

22,7 27,2 38,0 45,6

97,9 96,7 95,2 93,7

Labotests MCV GGT ASAT (GOT) ALAT (GPT) Urinezuur %CDT

39,4 6,8 10,9 11,4 10,9 18,2

75,0 95,5 92,6 96,4 96,9 95,6

19,9 19,1 28,6 33,3 35,0 39,0

88,7 86,7 79,1 87,4 87,3 88,0

(2,66-3,50) (3,36-4,75) (3,85-5,78) (4,90-8,05)

(0,16-0,35) (0,24-0,42) (0,30-0,54) (0,35-0,54)

(7,78-21,26) (8,04-19,89) (8,02-19,22) (9,25-22,45)

0,29 (0,21-0,41) 0,40 (0,31-0,50) 0,55 (0,46-0,65)

10,57 (6,64-16,91) 10,71 (6,97-16,50) 15,51 (9,63-25,04)

(3,49-5,14) (5,29-8,99) (7,32-15,34) (9,41-24,35)

0,38 0,46 0,57 0,64

(0,29-0,49) (0,37-0,56) (0,49-0,67) (0,56-0,73)

11,17 15,14 18,59 23,75

(7,25-17,27) (9,67-23,76) (11,17-31,03) (13,08-43,42)

1,87 2,38 3,89 5,32

(1,72-2,03) (2,12-2,66) (3,28-4,62) (4,23-6,69)

0,14 0,21 0,32 0,43

(0,07-0,26) (0,14-0,33) (0,24-0,43) (0,34-0,53)

13,76 11,09 12,23 12,40

(6,64-29,57) (6,42-19,36) (è,79-19,26) (8,04-19,17)

1,57 1,44 2,44 3,18 2,76 4,09

(1,24-2,00) (0,78-2,65) (1,39-4,31) (1,76-5,74) (1,75-4,35) (1,47-11,39)

0,81 0,98 0,93 0,92 0,9 0,86

(0,70-0,93) (0,93-1,02) (0,87-0,99) (0,86-0,98) (0,87-0,98) (0,78-0,94)

1,95 1,54 2,63 3,46 3,71 4,78

(1,30-2,90) (0,67-3,44) (1,33-5,14) (1,71-6,94) (1,77-7,70) (1,48-17,11)

* PVW: Positief Voorspellende Waarde ** NVW: Negatief Voorspellende Waarde Tabel 3: Screeningskenmerken voor alcoholmisbruik en -afhankelijkheid voor verschillende diagnostische tests bij mannelijke patiënten.

De sensitiviteit van de CAGE bij een afkapwaarde ≥ 1 is 62% met een specificiteit van 81%. Hoewel de NVW op dit punt hoog is (93%), is de PVW eerder laag (34%). Bij de afkapwaarde ≥ 5 voor de AUDIT en de AUDIT-C is de sensitiviteit respectievelijk 82% en 78% met een specificiteit van respectievelijk 73% en 75%. Merkwaardig is dat bij de aanbevolen afkapwaarde ≥ 8 voor de AUDIT de screeningscapaciteit te beperkt is voor gebruik in een huisartsenpraktijk. Op de aanbevolen afkapwaarde heeft de Five-Shot een sensitiviteit van

472


74% en een specificiteit van 81%. De AUDIT-PC heeft een lagere sensitiviteit (68%) maar een hogere specificiteit (84%). Bij de afkapwaarde ≥ 5 zijn de PVW zeer laag bij de AUDIT (32%) en de AUDIT-C (33%) en iets hoger bij de AUDIT-PC (40%, afkapwaarde ≥ 5) en de Five-Shot (38%, afkapwaarde ≥ 2,5). Anderzijds zijn de NVW van al deze screeningsinstrumenten bij verschillende afkapwaarden hoger dan 90%. Voor een positief testresultaat is de likelihood ratio > 3 voor alle vermelde vragenlijsten. De odds-ratio’s voor

al deze vragenlijsten, behalve voor de CAGE met een afkapwaarde ≥ 1, bedroegen 10 of zelfs meer. De screeningscapaciteit van het MCV en van de andere conventionele laboratoriumtests in een mannelijke populatie in de eerste lijn is zeer laag. %CDT had een zeer lage sensitiviteit (18%) op de aanbevolen afkapwaarde ≥ 6. Zoals ook duidelijk wordt in de tabel zijn de screeningskenmerken van deze verschillende laboratoriumtests zeer gelijklopend.

Huisarts & research

Vragenlijst

Sensiviteit Specificiteit

PVW*

NVW**

Likelihood ratio (+) 95% BI

Likelihood ratio (-) 95% BI

Odds-ratio (95% BI)

CAGE ≥1 ≥2

54,3 37

92,1 96,8

24,5 35,4

97,7 97,0

6,88 (4,89-9,68) 11,62 (6,96-19,40)

0,50 (0,36-0,68) 0,65 (0,52-0,81)

13,88 (10,58-43,12) 17,85 (8,34-38,16)

AUDIT ≥5 ≥6 ≥7 ≥8

65,2 58,7 56,5 50,0

91,9 95,9 97,6 98,7

27,5 40,3 53,1 63,9

98,2 98,0 97,9 97,7

8,05 14,31 23,96 37,50

(5,97-10,85) (9,70-21,10) (14,87-38,60) (20,33-69,18)

0,35 0,43 0,45 0,51

(0,25-0,56) (0,31-0,61) (0,32-0,62) (0,38-0,68)

21,27 33,22 53,81 74,00

(10,58-43,12) (16,13-68,84) (24,71-118,30) (31,01-179,46)

AUDIT-C ≥5 ≥6 ≥7 ≥8

50,0 39,1 28,3 21,7

93,2 97,3 99,0 99,6

25,8 40,9 56,5 71,4

97,5 97,1 96,7 96,4

7,39 14,67 27,55 52,99

(5,10-10,71) (8,70-24,76) (12,76-59,48) (17,27-162,60)

0,54 0,63 0,72 0,79

(0,40-0,72) (0,50-0,79) (0,60-0,87) (0,67-0,92)

13,77 23,46 38,02 67,43

(6,97-27,24) (10,82-50,92) (14,21-102,89) (18,06-273,08)

AUDIT-PC ≥5 ≥6 ≥7 ≥8

56,4 41,3 30,4 19,6

95,7 98,8 99,1 99,5

38,2 61,3 60,9 64,3

97,9 97,3 96,8 96,3

13,12 33,56 32,97 38,15

(8,89-19,37) (17,36-64,90) (15,06-72,17) (13,32-109,30)

0,45 0,59 0,70 0,81

(0,33-0,63) (0,47-0,76) (0,58-0,85) (0,70-0,93)

28,88 56,47 46,96 47,19

(14,13-59,33) (23,08-140,17) (17,32-129,60) (13,43-173,63)

Five-Shot ≥ 1,5 ≥ 2,0 ≥ 2,5 ≥ 3,0

80,4 67,4 63,0 37,0

73,4 87,4 94,7 97,3

12,5 20,1 35,8 39,5

98,8 98,3 98,2 97,0

3,03 5,34 11,82 13,86

(2,54-3,61) (4,12-6,93) (8,37-16,69) (8,12-23,66)

0,27 0,37 0,39 0,65

(0,15-0,48) (0,25-0,57) (0,27-0,57) (0,52-0,81)

11,37 14,32 30,28 21,40

(5,15-25,96) (7,17-28,89) (14,84-62,29) (9,80-46,69)

Labotests MCV GGT ASAT (GOT) ALAT (GPT) Urinezuur %CDT

41,3 6,5 6,5 0,0 6,5 15,2

79,3 91,8 97,9 98,6 96,4 95,5

8,6 3,6 13,0 0,0 7,9 14,0

96,6 95,4 95,7 95,4 95,6 96,0

2,00 (1,39-2,89) 0,79 (0,26-2,42) 3,18 (0,98-10,32) Niet berekend 1,82 (0,58-5,69) 3,38 (1,13-10,10)

0,52 (0,37-0,74) 1,02 (0,94-1,10) 0,95 (0,88-1,03)

2,71 (1,41-5,20) 0,78 (0,19-2,72) 3,33 (0,75-12,61)

0,97 (0,90-1,05) 0,89 (0,78-1,01)

1,87 (0,44-6,77) 3,81 (0,99-15,01)

* PVW: Positief Voorspellende Waarde ** NVW: Negatief Voorspellende Waarde Tabel 4: Screeningskenmerken voor alcoholmisbruik en -afhankelijkheid voor verschillende diagnostische tests bij vrouwelijke patiënten.

Screenen bij vrouwen (n=1.021) De CAGE toonde een lager diagnostisch vermogen bij vrouwelijke patiënten in vergelijking met mannelijke patiënten, met een sensitiviteit van 54% bij een afkapwaarde ≥ 1 (tabel 4). De AUDIT had een sensitiviteit van 65% bij een afkapwaarde ≥ 5, met een specificiteit van 92%. Het was duidelijk dat de AUDIT-C (vanwege een sensitiviteit van 50% en een specificiteit van 93% bij een afkapwaarde ≥ 5) geen goed alternatief was voor de AUDIT bij vrouwe-

lijke patiënten in een huisartsenpraktijkpopulatie. De sensitiviteit van de Five-Shot was 63% bij een geselecteerde afkapwaarde ≥ 2,5, terwijl de specificiteit op dit punt duidelijk hoger lag: 95%. Omwille van de lagere prevalentie bij vrouwelijke patiënten is het van belang dat de sensitiviteit voldoende hoog is om zoveel mogelijk vrouwen met een alcoholprobleem te kunnen detecteren. Nadeel hiervan is echter dat een hoger aantal vrouwen onterecht onder de noemer ‘alcoholpro-

bleem’ worden geplaatst (vals-positieven). Deze tests gaven allemaal zeer lage PVW maar zeer hoge NPW aan (boven 96%). Bij alle onderzochte vragenlijsten en afkapwaarden lagen de odds-ratio’s hoger dan tien en bleven ze dat ook bij hogere afkapwaarden. Van geen enkele laboratoriumtest kon worden aangetoond dat hij geschikt was voor screening. Alleen %CDT bij een afkapwaarde ≥ 6 maakte het mogelijk om de diagnose te bevestigen.


473

Huisarts & research

AOC bij mannen en vrouwen Figuur 1 toont de ROC-curves voor mannelijke patiënten. Van alle vragenlijsten had de CAGE de laagste AOC (Area Onder de Curve) met een waarde van 0,74 (95% BI = 0,71-0,77) voor mannelijke en 0,76 (95% BI = 0,73-0,79) voor vrouwelijke patiënten. De vergelijking van de verschillende AOC’s van de AUDIT en zijn afgeleiden bij mannen in een huisartsenpraktijk gaf opmerkelijke resultaten. Tussen de AUDIT (AOC = 0,85), de AUDIT-C (AOC = 0,83), Five-Shot (AOC = 0,84) en AUDIT-PC (AOC = 0,83) bestonden slechts kleine verschillen. Laboratoriumtests resulteerden in AOC-waarden tussen 0,57 (gammaGT) en 0,66 (%CDT). De verschillen

tussen de conventionele laboratoriumtests en %CDT waren echter klein en statistisch niet significant. Figuur 1 illustreert deze kleine verschillen en beschrijft ook de ROC-curves voor de vragenlijsten, met één buitenbeentje: de CAGE. Figuur 2 geeft de ROC-curves weer voor vrouwelijke patiënten. De FiveShot geeft de beste testresultaten in een vrouwelijke populatie met een AOC van 0,88 (95% BI = 0,86-0,90). De CAGE presteerde beter bij vrouwelijke dan bij mannelijke patiënten (AOC = 0,76; 95% BI = 0,73-0,79) maar minder goed dan de AUDIT (AOC = 0,87; 95% BI = 0,85-0,89). De optimale afkapwaarden in een huisartsenpraktijkpopulatie waren voor vrouwen lager dan voor mannen. Bij deze vrouwelijke populatie presteert de

Screenen op alcoholmisbruik of -afhankelijkheid blijft een moeilijke opgave in de eerste lijn. Niettegenstaande de beschikbaarheid van verschillende vragenlijsten en de inspanningen die reeds werden geleverd om ze te introduceren in de drukke praktijk van een huisarts, moet bestendig worden gezocht naar nieuwe

Sensitiviteit

100-Specificiteit

Sensitiviteit

Sensitiviteit

100-Specificiteit

100-Specificiteit

Figuur 1: ROC-curves voor mannelijke patiënten in een huisartsenpraktijk.

474

Bespreking

Vrouwen

Sensitiviteit

Mannen

AUDIT-C minder goed dan verwacht, met een AOC van 0,82 (95% BI = 0,800,85). Er werd geen significant verschil gevonden tussen de prestaties van gamma-GT of MCV vergeleken met %CDT in de vrouwelijke patiëntenpopulatie.


100-Specificiteit

Figuur 2: ROC-curves voor vrouwelijke patiënten in een huisartsenpraktijk.

Huisarts & research

krachtige en gebruiksvriendelijke vragenlijsten voor gebruik in de huisartsenpraktijk. Een krachtige test in een specialistisch kader met hoge prevalentiecijfers is niet altijd geschikt om te hanteren in de eerste lijn waar de prevalentie laag is 41. Daarom werd deze studie in de eerste lijn opgezet om de screeningskenmerken te meten van verschillende korte vragenlijsten, conventionele laboratoriumtests en van een relatief nieuwe test voor sterk verhoogd alcoholgebruik, de %CDTbepaling.

Welke vragenlijst gebruiken? De prevalentie van alcoholmisbruik of -afhankelijkheid in het jaar vóór de studie (8,9%) komt in onze studiepopulatie overeen met die van andere onderzoeken 1,3-6,42. De geslachtsratio was dezelfde als die in het onderzoek van H ILL (1 vrouw voor 2,8 mannen). Burgerlijke stand, opleidingsniveau en beroep gaven ons geen diagnostische aanwijzingen voor een verhoogde voorkans. Met een sensitiviteit van 62% voor mannen en 54% voor vrouwen kunnen we besluiten dat de CAGE onvoldoende presteert als screeningsinstrument om alcoholmisbruik of -afhankelijkheid te detecteren in een huisartsenpraktijkpopulatie. De AUDIT blijkt bij mannelijke patiënten wel een krachtig instrument te zijn met een hoge sensitiviteit (83%) en een redelijke specificiteit, maar alleen als een lagere afkapwaarde (≥ 5) dan aanbevolen wordt gehanteerd. Die aanbevolen afkapwaarde (≥ 8) is geassocieerd met een sensitiviteit van 60%, vergelijkbaar met andere onderzoeken in gelijkaardige populaties 43,44. Het bewijs dat de AUDIT even geschikt is voor vrouwen als voor mannen is tot nu toe slechts geleverd door enkele studies, onder meer de validerings-

studie van de Wereldgezondheidsorganisatie zelf 27. Dit wordt ook bevestigd door onze resultaten. De door BUSH aanbevolen AUDIT-C maakt gebruik van de eerste drie vragen van de AUDIT bij een afkapwaarde ≥ 5 31. De AUDIT-C geeft praktisch dezelfde diagnostische parameters in een mannelijke populatie. Deze vragenlijst is korter en gebruiksvriendelijk en vormt een efficiënt screeningsinstrument in de eerste lijn voor mannelijke patiënten. De AOCwaarden van de AUDIT-C komen in ons onderzoek bij mannelijke patiënten bovendien sterk overeen met de resultaten bij patiënten in drie algemene ziekenhuizen voor Amerikaanse veteranen. Het opsporen van alcoholmisbruik of -afhankelijkheid bij vrouwen is minder eenvoudig. Zelfs de AUDIT met een afkapwaarde ≥ 5 kan slechts 65% van de vrouwelijke patiënten detecteren die voldoen aan de DSMIII-R-criteria. Door het hanteren van deze lage afkapwaarde wordt een grote groep vrouwen onjuist beoordeeld als zouden ze een drankprobleem hebben. Dit betekent dat de positief voorspellende waarde slechts 27% bedraagt. We kunnen stellen dat de Five-Shot-vragenlijst de beste screeningskenmerken bezit voor vrouwelijke subjecten. Hij is korter dan de AUDIT en vormt voor de huisarts met een drukke praktijk een gemakkelijk te hanteren screeningsinstrument 28.

Labotests Opnieuw stellen we vast dat conventionele laboratoriumtests van geen enkel nut zijn bij de detectie van alcoholmisbruik of -afhankelijkheid in de eerste lijn. Zelfs de nieuwe alcoholmerker, %CDT, kan niet worden gebruikt als screeningsinstrument in deze populatie. Nochtans blijkt %CDT momenteel de

beste alcoholmerker te zijn. Het verschil tussen MCV en %CDT is echter klein. Onze studie bevestigt hiermee de resultaten van MEERKERK et al. 17.

Meerwaarde Volgens HILL et al. zijn de meeste diagnostische studies uitsluitend gebaseerd op onderzoeken van screeningsinstrumenten die de prevalentie bepalen 6. Dit is een groot nadeel. Bovendien wordt geen verschil gemaakt tussen alcoholmisbruik en -afhankelijkheid noch tussen prevalentiecijfers in het jaar voor de studie of tijdens het leven. Deze specifieke informatie krijgt wel een plaats in onze studie.

Betrouwbaarheidscriteria De onderzoeksgroep van 1.992 patiënten maakt van dit onderzoek waarschijnlijk één van de grootste met betrekking tot de op DSM-criteria gebaseerde diagnose van alcoholmisbruik of -afhankelijkheid in een huisartsenpraktijkpopulatie. De diagnostische parameters konden nauwkeurig worden berekend met relatief kleine 95% betrouwbaarheidsintervallen. Voor een betrouwbare diagnostische studie worden drie belangrijke criteria in aanmerking genomen. Het eerste criterium is het chronologisch opnemen van patiënten (of een willekeurig staal van patiënten) uit een goed omschreven populatie. Het tweede: de nood aan blindering tussen de beoordelaars van de tests en de beoordelaars van de gouden standaard en indien mogelijk tussen de verschillende beoordelaars onderling, zoals het geval is in dit onderzoek. Het derde is het vermijden van verificatiebias. Deze vertekening komt voor wanneer de test wordt uitgevoerd op zieke patiënten en tegelijkertijd slechts op een beperkt deel van de niet-zieke patiënten.


475

Huisarts & research

Geslaagd? Onze studieopzet voldoet volledig aan de eerste twee criteria. Ook aan het derde criterium wordt voldaan voor wat de vragenlijsten en de conventionele laboratoriumtests betreft. Dit is ook het geval voor de eigenschappen van %CDT vermits we een gerandomiseerd staal van DSMnegatieve patiënten vergelijken met DSM-positieve patiënten, rekening houdend met de grotere verhouding DSM-negatieve patiënten. Omdat er geen Nederlandstalige versie beschikbaar was van het CIDI 2.0 (die de DSM-IV-criteria hanteert) bij het starten van de gegevensinzameling, werd gebruikgemaakt van de DSM-III-R-criteria als gouden standaard. De DSM-III-R-criteria werden bruikbaar gemaakt voor de CIDI-vragenlijst die volledig gevalideerd werd voor dit doel. Het CIDI werd door de patiënt ingevuld op identiek dezelfde wijze als zou de huisarts het interview afnemen. Het feit dat het CIDI in deze omstandigheden nooit werd gevalideerd is geen reden om aan te nemen dat een relevante bias zou ontstaan met betrekking tot de onderzoeksresultaten. Zowel voor de vragenlijsten als voor de gouden standaard werden alleen de resultaten en de prevalentiecijfers van alcoholmisbruik en -afhankelijkheid gerapporteerd met betrekking tot het jaar vóór de studie. Het is voor een huisarts immers een uitdaging om actuele alcoholproblemen op te sporen. Onze onderzoekspopulatie bestond uit een groot aantal vrouwelijke patiënten. Zo verkregen we resultaten van een groep patiënten met alcoholproblemen die over het algemeen minder wordt onderzocht.

476


BESLUIT In de huisartsenpraktijk kunnen we het gebruik van de Five-Shot-vragenlijst aanbevelen bij zowel vrouwelijke als mannelijke patiënten. Hoewel de vier vragen van de CAGE geen goede resultaten geven, blijkt dat (wanneer we de DSM-III-R-criteria voor alcoholmisbruik en -afhankelijkheid in beschouwing nemen) een combinatie ervan met de eerste twee AUDIT-vragen een goed screeningsinstrument oplevert. Op basis van patiëntencontacten in het verleden detecteert de Five-Shot met een afkapwaarde van ≥ 2,5 meer dan tweemaal zoveel patiënten met alcoholmisbruik en -afhankelijkheid. Bij een specificiteit van 81% bij mannelijke patiënten en 95% bij vrouwelijke patiënten in een huisartsenpopulatie moeten we er echter wel rekening mee houden dat twee op de drie positieve scores op de screeningstest valspositief zijn (PVW = 36% bij vrouwen, 38% bij mannen). Los van de diagnostische eigenschappen biedt het routinegewijs doorlopen van een korte vragenlijst de huisarts een goed hulpinstrument als vertrekbasis voor de bespreking van alcoholproblemen. Een positief testresultaat zou eveneens moeten leiden tot verder onderzoek naar dranken andere gerelateerde problemen zodat korte interventies of een geschikte verwijzing kunnen plaatsvinden.

Dankbetuiging Dit onderzoek werd gedeeltelijk gefinancierd door Merck-Belgolabo. Orange Medical bezorgde kosteloos agentia en uitwisselingskolommen voor de bepaling van het AXIS %CDT. De auteurs willen uitdrukkelijk hun dank betuigen aan de huisartsen die patiënten rekruteerden, aan Lieve Heyvaert en Peter Vermaelen voor hun gemotiveerde inzet bij het bezoeken van huisartsen om de ingevulde vragenlijsten te verzamelen en bij het ingeven van de gegevens in een databank, aan prof. Blanckaert voor zijn snelle en nauwgezette supervisie van de laboratoriumonderzoeken en aan alle andere laboratoria voor het verzamelen van de bloedstalen en ten slotte aan Marina Devis voor de fijne afwerking van het manuscript.

Dit artikel verscheen reeds onder de oorspronkelijke titel: AERTGEERTS B, BUNTINX F, ANSOMS S, FEVERY J. Screening properties of questionnaires and laboratory tests for the detection of alcohol abuse of dependence in a general practice population. Br J Gen Pract 2001;51:206-17. Dit artikel werd vertaald en kreeg toestemming voor publicatie van de auteurs en de British Journal of General Practice.

Huisarts & research

D

e

F

i

v

e

-

S

h

o

t

-

v

r

a

g

e

n

l

i

j

s

t

De Five-Shot-vragenlijst: (maximum score = 7) 1. Hoe vaak drink je alcoholische dranken? 0,0

nooit

0,5

1 keer per maand of minder

1,0

2 tot 4 keer per maand

1,5

2 tot 3 keer per week

2,0

4 of meer keer per week

2. Hoeveel alcoholische dranken gebruik je op een typische dag waarop je alcohol drinkt? 0,0

1 of 2

0,5

3 of 4

1,0

5 of 6

1,5

7 tot 9

2,0

10 of meer

3. Heb je je ooit geërgerd aan mensen die opmerkingen maakten over je drinkgewoonten? 0,0

neen

1,0

ja

4. Heb je je ooit schuldig gevoeld over je drinkgewoonten? 0,0

neen

1,0

ja

5. Heb je ooit ’s morgens alcohol gedronken om een kater te verdrijven? 0,0

neen

1,0

ja


477

Huisarts & research

SUMMARY

Screening properties of questionnaires and laboratory tests for the detection of alcohol abuse or dependence in a general practice population B. Aertgeerts, F. Buntinx, S. Ansoms, J. Fevery

Early identification of alcohol abuse or dependence is important in general practice because many diseases are influenced by alcohol. General practitioners, however, fail to recognise most patients with alcohol problems. To assess the diagnostic performance of the CAGE and AUDIT questionnaires, their derivatives, and laboratory tests in screening for alcohol abuse or dependence in a primary care population (male and female patients), attending their general practitioner (GP). A random sample of patients who were over 18 years of age (n = 1992) attending 69 general practices situated in the same region in Belgium. Alcohol questionnaires (CIDI 1.1, section I, CAGE, AUDIT, AUDIT-C, Five-Shot, and AUDIT Piccinelli) were completed, demographic information was recorded, and patients underwent conventional blood tests, including mean corpuscular volume, liver function tests, the gamma-glutamyl transferase test, and carbohydrate-deficient transferrin (CDT, estimated using %CDT). Calculations of sensitivity, specificity, positive predictive value, negative predictive value, odds ratios with their 95% CIs, and receiver operating characteristic (ROC) curves for different scores of the questionnaires and laboratory tests, using DSM-III-R as the reference standard. The past-year prevalence of alcohol abuse or dependence in this population was 8.9% (178/1992) of which there were 132 male and 45 female patients attending a general practice. The GPs identified 33.5% of patients with alcohol abuse or dependence. Among male patients, all questionnaires had reasonable sensitivities between 68% and 93% and hence at lower cut-points than recommended. Only the sensitivity of the CAGE, even at its lowest cut-point of > or = 1 was lower (62%). In female patients the sensitivities were lower; however, odds ratios were higher for different questionnaires. The receiver operating characteristic (ROC) curves did not differ between the questionnaires. The laboratory tests had low diagnostic accuracy with areas under the ROC curves (AUCs) between 0.60 and 0.67 for female patients and 0.57 and 0.65 for male patients. This is one of the largest known studies on alcohol abuse or dependence among family care practices. We confirm earlier results that the AUDIT questionnaire seems equally appropriate for males and females; however, screening properties among male patients are higher. Nevertheless, the Five-Shot questionnaire is shorter and easier to use in a general practice setting and has nearly the same diagnostic properties in male and female general practice patient populations. We confirm that conventional laboratory tests are of no use for detecting alcohol abuse or dependence in a primary care setting. Also, the %CDT cannot been used as a screening instrument in this general practice population.

MeSH Alcoholism Mass Screening Questionnaires

478


Huisarts & research

LITERATUUR 1 CLEARY PD, et al. Prevalence and recognition of alcohol abuse in a primary care population. Am J Med 1988;85:466-71. 2 PHELPS GL, JOHNSON NP. Bright light in dark places: physician recognition of alcoholism. J S C Med Assoc 1990;86(1):17-8. 3 MAGRUDER-HABIB K, DURAND AM, FREY KA. Alcohol abuse and alcoholism in primary health care settings. J Fam Pract 1991;32:407-13. 4 BUCHSBAUM DG, BUCHANAN RG, LAWTON M, et al. Alcohol consumption patterns in a primary care population. Alcohol Alcohol 1991;26: 215-20. 5 LECKMAN AL, UMLAND BE, BLAY M. Prevalence of alcoholism in a family practice center. J Fam Pract 1984;18:967-70. 6 HILL A, RUMPF HJ, HAPKE U, et al. Prevalence of alcohol abuse and dependence in general practice. Alcohol Clin Exp Res 1998;22:935-40. 7 BURGE SK, SCHNEIDER FD. Alcohol-related problems: recognition and intervention. Am Fam Physician 1999;59:361-72. 8 ALLEN J, LITTEN RZ, LEE A. What you need to know: detecting alcohol problems in general medical practice. Singapore Med J 1998;39: 38-41. 9 FLEMING MF, BARRY KL, MANUCEL CB, et al. Brief physician advice for problem drinkers. A randomised controlled trial in community-based primary care practices. JAMA 1997;227:1039-45. 10 ANDERSON P. Effectiveness of general practice interventions for patients with harmful alcohol consumption. Br J Gen Pract 1993;43:386-9. 11 ROMELSJO A, ANDERSSON L, BARNER H, et al. A randomized study of secondary prevention of early stage problem drinkers in primary health care. Br J Addict 1989;84:1319-27. 12 SENFT RA, POLEN MR, FREEBORN DK, et al. Brief intervention in a primary care setting for hazardous drinkers. Am J Prev Med 1997;13:464-70. 13 DEEHAN A, MARSHALL EJ, STRANG J. Tackling alcohol misuse: opportunities and obstacles in primary care. Br J Gen Pract 1998;48:1779-82. 14 MCAVOY BR. Training general practitioners. Alcohol Alcohol 1997;32:627-8. 15 COWAN PF. An intervention to improve the assessment of alcoholism by practicing physicians. Fam Pract Res J 1994;14:41-9. 16 HOEKSEMA HL, DE BOCK GH. The value of laboratory tests for the screening and recognition of alcohol abuse in primary care patients. J Fam Pract 1993;37:268-76.

17 MEERKERK GJ, NJOO KH, BONGERS IMB, et al. Comparing the diagnostic accuracy of carbohydrate-deficient transferrin, gamma-glutamyltransferase, and mean cell volume in a general practice population. Alcohol Clin Exp Res 1999;23:1052-9. 18 YAMAUCHI M, HIRAKAWA J, MAEZAWA Y, et al. Serum level of carbohydrate deficient transferrin as a marker of alcoholic liver disease. Alcohol Clin Exp Res 1993;28:3-8. 19 LESH OM, WALTER H, FREITAG H, et al. Carbohydrate-deficient transferrin as a screening marker for drinking in a general hospital population. Alcohol Clin Exp Res 1996;31:249-56. 20 MAISTO SA, CONNORS GJ, ALLEN JP. Contrasting self-report screens for alcohol problems: a review. Alcohol Clin Exp Res 1995;19:1510-6. 21 EWING JA. Detecting alcoholism, the CAGE questionnaire. JAMA 1984;252:1905-7. 22 BABOR TF, RAMON DE LA FUENTE J, SAUNDERS J, et al. AUDIT, the Alcohol Use Disorders Identification Test: guidelines for use in Primary Health Care. WHO: 1992. 23 AERTGEERTS B, BUNTINX F, ANSOMS A, et al. Is there a difference between CAGE interviews and the written CAGE questionnaires? Alcohol Clin Exp Res 2000;24:733-6. 24 PERDRIX A, DECREY H, PECOUD A, et al. Detection of alcoholism in the medical office: applicability of the CAGE questionnaire by the practicing physician. Schweiz Med Wochenschr 1995; 125:1772-8. 25 LAWNER K, DOOT M, GAUSAS J, et al. Implementation of CAGE alcohol screening in a primary care practice. Fam Med 1997;29:332-5. 26 LAIRSON DR, HARRIST R, MARTIN DW, et al. Screening for patients with alcohol problems: severity of patients identified by the CAGE. J Drug Educ 1992;22: 337-52. 27 ALLEN JP, LITTEN RZ, FERTIG JB, et al. Review of research on the Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT). Alcohol Clin Exp Res 1997;21:613-9. 28 SEPPA K, LEPISTO J, SILLANAUKEE P. Five-Shot questionnaire on heavy drinking. Alcohol Clin Exp Res 1998;22:1788-91. 29 PICCINELLI M, TESSARI E, BARTOLOMASI M, et al. Efficacy of the alcohol use disorder identification test as a screening tool for hazardous alcohol intake and related disorders in primary care. A validity study. BMJ 1997;314:420-27. 30 SEPPA K, MAKELA R, SILLANAUKEE P. Effectiveness of the Alcohol Use Disorders Identification Test in occupational health screenings. Alcohol Clin Exp Res 1995;19:999-1003.

31 BUSH K, KIVLAHAN DR, MCDONNEL MB, et al. The AUDIT alcohol consumption questions (AUDIT-C): an effective brief screening test for problem drinking. Arch Intern Med 1998;16:178995. 32 AMERICAN PSYCHIATRIC ASSOCIATION. Diagnostic and statistical manual of mental disorders (third revised edition). Washington DC: American Psychiatric Press, 1987. 33 HASIN D, PAYKIN A. Alcohol dependence and abuse diagnosis: concurrent validity in a nationally representative sample. Alcohol Clin Exp Res 1999;23:144-50. 34 ROBINS LN, et al. The Composite International Diagnostic Interview: an epidemiologic instrument suitable for use in conjunction with different diagnostic systems and in different cultures. Arch Gen Psychiatry 1988;45:1069-77. 35 WITTCHEN HU, ROBINS LN, COTTLER LB, et al. Cross-cultural feasibility, reliability and sources of variance of the Composite International Diagnostic Interview (CIDI). The multicentre WHO/ADAMHA field trials. Br J Psychiatry 1991;159:645-58. 36 MAYFIELD DG. The CAGE-questionnaire: validation of a new alcoholism screening instrument. Am J Psychiatr 1974;131:1121-3. 37 DEAN AG, et al. Epi Info, version 6: a word processing, database, and statistics program for epidemiology on microcomputers. Atlanta: Center for Disease Control and Prevention, 1994. 38 HANLEY JA, MCNEIL BJ. The meaning and use of the area under a receiving operating characteristic (ROC) curve. Radiology 1982;143:29-36. 39 HANLEY JA, MCNEIL BJ. A method of comparing the areas under receiver operating characteristics curves derived from the same cases. Radiology 1983;148:839-43. 40 AGRESTI A. Categorical data analysis. New York: Wiley, 1990. 41 KNOTTNERUS JA, LEFFERS P. The influence of referral patterns on the characteristics of diagnostic tests. J Clin Epidemiol 1992;45:114354. 42 CORNEL M, KNIBBE RA, VAN ZUTPHEN WM, DROP MJ. Problem drinking in a general practice population [thesis]. Maastricht: University of Limburg, 1993. 43 SCHMIDT A, BARRY KL, FLEMING MF. Detection of problem drinkers: the Alcohol Use Disorder Identification Test (AUDIT). South Med J 1995; 88:52-9. 44 ISAACSON JH, BUTLER R, Z ACHAREK M, et al. Screening with the Alcohol Use Disorder Identification Test (AUDIT) in an inner-city population. J Gen Intern Med 1994;9:550-3.


479

DETECTIE VAN ALCOHOLMISBRUIK OF -AFHANKELIJKHEID IN DE HUISARTSENPRAKTIJK Diagnostische nauwkeurigheid van vragenlijsten en laboratoriumtests

Recommend Documents