1. Algemene sterfte Voor 1998 registreerden we 68.229 overledenen van meer dan één jaar met volgende verblijfplaats: • 56.397 in het Vlaams Gewest, • 10.085 in het Brussels Gewest, •1.264 in het Waals Gewest, •475 in het buitenland, • 8 onbekend. Voor de sterfgevallen van minder dan één jaar verwijzen we naar deel 2, dat handelt over geboorte, doodgeboorte en kindersterfte. Deze sterfgevallen worden wel in rekening genomen voor de berekening van de levensverwachting en van de sterftecijfers.
1.1. Levensverwachting Tabel 1 toont de levensverwachting op geselecteerde leeftijden en dit voor de jaren 1993 tot en met 1998. De levensverwachting bij de geboorte steeg voor de mannen van 74,2 in 1993 naar 75,5 in 1997 en voor de vrouwen van 80,4 in 1993 naar 81,5 in 1997. Voor 1998 bedraagt de levensverwachting 75,4 bij de mannen en 81,1 bij de vrouwen. Dit is hoogst waarschijnlijk een artefact te wijten aan een nieuwe gegevensverzameling. Waar we vroeger alleen de Nederlandstalige certificaten van het Brussels Hoofdstedelijk Gewest (BHG) verwerkten en hieruit de residenten van het Vlaams Gewest afzonderden, konden we deze bewerking doorvoeren voor alle certificaten, zowel de Nederlandstalige als de Franstalige. Tabel 1: Levensverwachting in het Vlaams Gewest, 1993-1998. Geboorte
1 jaar
15 jaar
45 jaar
65 jaar
85 jaar
Mannen
1993 1994 1995 1996 1997 1998
74,2 74,6 74,6 75,1 75,5 75,4
73,8 74,2 74,1 74,5 74,9 74,8
60,0 60,4 60,3 60,7 61,1 61,0
31,6 32,1 31,9 32,3 32,5 32,5
14,9 15,3 15,2 15,5 15,7 15,6
4,6 4,8 4,8 4,8 4,8 4,9
Vrouwen
1993 1994 1995 1996 1997 1998
80,4 80,7 80,8 81,3 81,5 81,1
79,9 80,1 80,2 80,6 80,8 80,5
66,1 66,3 66,4 66,8 66,9 66,7
36,9 37,2 37,3 37,6 37,7 37,6
18,9 19,3 19,3 19,6 19,8 19,7
5,7 6,0 6,0 6,0 6,1 6,1
1.2. Sterftecijfers Tabel 2 geeft een algemeen overzicht van de sterfte in het Vlaams Gewest voor de periode 1993 tot en met 1998. De toename van de sterftecijfers van 1998 is, zoals het dalen van de levensverwachting, waarschijnlijk toe te schrijven aan de nieuwe gegevensverzameling. De opbouw van de leeftijdspiramide voor mannen en vrouwen is dermate verschillend dat een vergelijking tussen de geslachten slechts zinvol is indien er rekening gehouden wordt met deze leeftijdsstructuur (8). De gestandaardiseerde cijfers tonen een zeer duidelijk exces aan van mannelijke sterfgevallen. Het cumulatief aantal overlijdens per leeftijdsgroep en geslacht (figuur 1) en de bevolkingspiramide (figuur 2) stellen dit grafisch voor. De hier en ook in het vervolg gebruikte standaard is de midjaar-bevolking van het Vlaams Gewest. Deze standaard wordt altijd gebruikt tenzij het uitdrukkelijk anders vermeld wordt. Net zoals de brutosterftecijfers vertonen de gestandaardiseerde sterftecijfers weinig veranderingen in de loop van de laatste zes jaren.
Tabel 2: Bruto en naar leeftijd en geslacht gestandaardiseerd sterftecijfer (/1.000 inw.). Vlaams Gewest, 1993 - 1998. Overlijdens
Brutocijfer
OG
Gestandaardiseerd cijfer
BG
Mannen
1993 1994 1995 1996 1997 1998
29.259 28.231 28.790 28.620 28.267 28.754
10,15 9,76 9,94 9,85 9,70 9,85
12,79 12,27 12,48 12,44 12,26 12,41
12,94 12,42 12,63 12,59 12,41 12,56
13,10 12,57 12,78 12,74 12,56 12,71
Vrouwen
1993 1994 1995 1996 1997 1998
27.796 27.010 27.163 27.175 27.159 27.965
9,41 9,11 9,15 9,11 9,08 9,32
7,51 7,30 7,30 7,25 7,22 7,44
7,60 7,39 7,39 7,34 7,31 7,53
7,69 7,48 7,48 7,43 7,40 7,62
Figuur 1: Cumulatief aantal overlijdens per geslacht i.f.v. leeftijd in verstreken jaren. Vlaams Gewest, 1998.
30.000
25.000
20.000
15.000
10.000
5.000
0
Mannen
Vrouwen
Figuur 2: Bevolkingspiramide. Vlaams Gewest, 1998.
90 - 94 80 - 84
Vrouwen
Mannen
70 - 74 60 - 64 50 - 54 40 - 44 30 - 34 20 - 24 10 - 14 0-4
Tabel 3: Verdeling van de SMR's van de arrondissementen per geslacht. Vlaams Gewest, 1998.
Mannen ANTWERPEN MECHELEN TURNHOUT HALLE-VILVOORDE* LEUVEN BRUGGE DIKSMUIDE IEPER KORTRIJK OOSTENDE ROESELARE TIELT VEURNE AALST* DENDERMONDE* EEKLO GENT OUDENAARDE* SINT-NIKLAAS HASSELT MAASEIK* TONGEREN * significant
Vrouwen
OG
SMR
BG
97,8
100,6 100,9 100,6 95,3 98,0 97,0 91,4 99,0 95,9 103,2 95,8 95,8 100,4 108,9 116,7 106,1 101,6 108,8 99,1 97,1 90,5 101,2
103,5
96,0 95,9 91,7 94,0 91,9 80,3 90,9 90,8 96,2 88,7 87,1 90,1 103,3 109,7 96,9 97,6 100,7 93,2 92,2 84,0 94,3
106,0 105,5 99,1 102,2 102,3 103,6 107,7 101,3 110,5 103,2 105,1 111,6 114,8 124,1 115,9 105,6 117,4 105,3 102,2 97,4 108,4
ANTWERPEN MECHELEN TURNHOUT HALLE-VILVOORDE LEUVEN BRUGGE DIKSMUIDE IEPER KORTRIJK* OOSTENDE* ROESELARE TIELT VEURNE AALST DENDERMONDE* EEKLO GENT OUDENAARDE SINT-NIKLAAS* HASSELT MAASEIK TONGEREN
OG
SMR
99,0
101,8 99,9 100,4 97,6 98,9 95,1 93,9 98,1 94,4 92,1 94,7 97,9 99,8 100,9 114,2 99,1 99,9 97,7 107,1 103,1 102,2 104,8
95,0 95,3 93,7 94,8 90,1 82,2 89,9 89,2 85,7 87,5 88,8 89,4 95,5 107,1 89,9 96,1 90,2 100,8 97,8 94,6 97,5
BG 104,6 105,0 105,6 101,5 103,2 100,3 106,8 106,9 99,8 98,8 102,4 107,6 111,1 106,5 121,6 109,0 103,9 105,7 113,8 108,6 110,4 112,5
De gestandaardiseerde sterftecijfersratio (Standardized Mortality Ratio of SMR) per arrondissement en per geslacht zijn weergegeven in tabel 3. De referentie-SMR is deze van het Vlaams Gewest en wij gebruiken hiervoor als eenheid het cijfer 100. De SMR van het Vlaams Gewest is het enige vergelijkingspunt waarmee de SMR van alle arrondissementen vergeleken kan worden. Wanneer het 95%-betrouwbaarheidsinterval van de SMR van een bepaald arrondissement de waarde 100 niet bevat, spreken we van significant lager of hoger dan de SMR van het Vlaams Gewest. In tabel 3 wordt de significantie met een “*”aangegeven. Jaarlijkse SMR’s stellen voornamelijk voor kleinere arrondissementen twee problemen die de interpretatie bemoeilijken: toevalsvariatie en onvoldoende discriminatievermogen. De SMR’s voor 1998 illustreren dit. Verhoogde SMR’s bij de mannen en de vrouwen zijn er opnieuw in het arrondissement Dendermonde. Bij de mannen wordt er ook een hogere SMR vastgesteld in Aalst en Oudenaarde en een lagere in Maaseik en Halle-Vilvoorde. Voor de vrouwen treffen we een verhoogde SMR aan in Sint-Niklaas en een lagere in Kortrijk en Oostende. Bij de vrouwen is de SMR voor Halle-Vilvoorde niet langer significant lager dan die van gemiddeld Vlaanderen en ligt ook de puntschatter voor de SMR bij de mannen hoger dan vorige jaren. Vermits wij nu alle gegevens van het Brussels Hoofdstedelijk Gewest verwerken, kan deze relatief hogere SMR waarschijnlijk toegeschreven worden aan een vollediger registratie van de sterfgevallen in dit arrondissement en niet aan een verhoogde mortaliteit.
2. Oorzaakspecifiek overlijden De studie van specifieke doodsoorzaken laat toe belangrijke gezondheidsproblemen te identificeren. Vermits ongeveer 80% van alle sterfgevallen zich voordoet na de leeftijd van 64 jaar en 60% na die van 74 jaar, stellen er zich twee types van problemen. Een eenvoudige tabel met de aantallen van de verschillende doodsoorzaken zal in hoofdzaak verwijzen naar de pathologieën op oudere leeftijd en de aandoeningen die leiden tot een vroegtijdig overlijden zullen minder aan bod komen (29). Bovendien kan het moeilijk zijn om bij een overlijden op hogere leeftijd de oorspronkelijke doodsoorzaak te identificeren wanneer er verscheidene ziektetoestanden tegelijkertijd voorkomen (27), vooral indien hun effecten gelijkaardig zijn zoals bv. myocardinfarct bij iemand met coronairsclerose én diabetes. Ook dit jaar werden verschillende methodes gebruikt om het overlijdenspatroon op een zinvolle manier te analyseren: •het proportioneel sterftecijfer, •het verloren potentiële levensjarencijfer (VPJ-cijfer).
2.1. Proportioneel sterftecijfer per leeftijdsgroep en geslacht Het proportioneel sterftecijfer is de verhouding van het aantal sterfgevallen door een specifieke oorzaak over het totaal aantal sterfgevallen. Om het overwicht van de sterfgevallen op oudere leeftijd weg te werken, werd een opdeling gemaakt in meerdere leeftijdsgroepen. Omdat de overlijdensaantallen in de jongere leeftijdsgroepen zeer klein zijn, blijft voorzichtigheid geboden bij de interpretatie van onder meer evolutie in de tijd. Tabel 4 geeft het proportioneel sterftecijfer weer per leeftijdsgroep en geslacht. De voornaamste doodsoorzaken bij kinderen van 1 tot 14 jaar zijn verkeersongevallen, ongevallen in de privé-sfeer en kankers (lymfatisch en bloedvormend weefsel). Voor de jonge volwassenen (15 tot 24 jaar) zijn verkeersongevallen de voornaamste doodsoorzaak. Voor mannen en vrouwen is dit 50% en 39% respectievelijk van de 318 en van de 113 sterfgevallen in deze leeftijdsgroep. De tweede belangrijkste doodsoorzaak binnen deze groep is zelfmoord. Ook kanker is een belangrijke doder. In de leeftijdsgroep van 25 tot 44 jaar zijn zelfmoord, verkeersongevallen en kankers verantwoordelijk respectievelijk voor 25%, 18% en 15% van de sterfgevallen bij de mannen. Bij de vrouwen is de mortaliteit voor bijna 40% bepaald door kanker, voor een groot deel borstkanker(14%). De tweede belangrijkste doodsoorzaak is zelfmoord (15%). In deze leeftijdsgroep beginnen hart- en vaataandoeningen al een belangrijke rol te spelen. Kankers en hart- en vaataandoeningen veroorzaken meer dan 70% van de overlijdens in de leeftijdsgroep van 45 tot 64 jaar: respectievelijk 56% en 18% bij de vrouwen en 44% en 27% bij de mannen. Zelfmoord en verkeersongevallen behoren, proportioneel althans, niet langer tot de belangrijkste doodsoorzaken. In de leeftijdsgroep van 65 tot 74 jaar blijven hart- en vaataandoeningen en kankers de twee belangrijkste doodsoorzaken en zijn verantwoordelijk voor 3/4 van de overlijdens. Daarin komen vooral ischemische hartaandoeningen, cerebrovasculaire aandoeningen, longkanker en borstkanker voor. Maar ook chronische longaandoeningen eisen een zware tol. Ook voor de oudste leeftijdsgroep (75 jaar of ouder) kan 2/3 van de overlijdens toegeschreven worden aan hart- en vaataandoeningen en kankers. Chronische longaandoeningen bij mannen en pneumonie/influenza bij mannen en vrouwen, zijn eveneens belangrijke doodsoorzaken.
Tabel 4: Proportioneel sterftecijfer (%). Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest, 1998.
Mannen
1 -14 j. 15-24 j. 25-44 j. 45-64 j. 65-74 j.
75 j. +
Totaal
(98 ovl.) (318 ovl.) (1152 ovl.) (4944 ovl.) (7834 ovl.) (14238 ovl.) (28584 ovl.)
Alle nieuwvormingen Longkanker Colorectale kanker Prostaatkanker Leukemie Alle hart- en vaatziekten Ischemische hartziekten C erebrovasculaire aand. Atherosclerose Alle longaandoeningen COPD Pneumonie/influenza Diabetes Dementie Chronisch leverlijden - cirrose Slecht gedefinieerde condities Alle uitwendige doodsoorzak. Verkeersongevallen Zelfmoord Ongevallen in de privĂŠ-sfeer Andere oorzaken
Vrouwen
11 0 0 0 4 1 0 0 1 2 0 1 0 0 1 3 53 29 2 18 29
4 0 0 0 0 3 0 0 0 2 1 0 0 0 0 0 85 50 25 4 6
44 18 4 1 1 27 15 4 1 6 4 1 1 0 4 1 9 2 4 2 7
41 17 4 3 1 33 17 6 2 12 7 2 1 1 1 1 3 1 1 1 7
1 -14 j. 15-24 j. 25-44 j. 45-64 j. 65-74 j. (85 ovl.) (113 ovl.)
Alle nieuwvormingen Borstkanker Longkanker Colorectale kanker Baarmoeder(hals)kanker Leukemie Alle hart- en vaatziekten Ischemische hartziekten C erebrovasculaire aand. Atherosclerose Alle longaandoeningen COPD Pneumonie/influenza Diabetes Dementie Chronisch leverlijden - cirrose Slecht gedefinieerde condities Alle uitwendige doodsoorzak. Verkeersongevallen Zelfmoord Ongevallen in de privĂŠ-sfeer Andere oorzaken
15 3 1 0 1 12 5 2 0 2 1 1 0 0 3 1 54 18 25 5 11
20 0 0 0 0 4 1 0 0 0 4 0 1 0 0 1 2 45 24 1 14 27
12 0 0 0 0 3 6 0 1 0 4 2 2 0 0 0 0 66 39 15 4 12
25 7 3 4 1 40 15 10 3 17 8 6 1 3 0 1 3 0 1 2 9
75 j. +
32 11 3 3 1 34 15 7 2 13 7 4 1 2 1 1 7 2 3 2 8
Totaal
(648 ovl.) (2731 ovl.) (4284 ovl.) (19951 ovl.) (27812 ovl.)
37 14 2 3 2 2 12 2 5 0 1 0 1 2 0 2 1 31 8 15 5 14
56 18 6 6 3 1 18 7 4 0 5 3 1 1 0 3 1 8 2 4 2 9
40 9 4 5 2 1 33 14 8 1 7 4 2 3 1 1 1 3 1 1 2 10
16 2 1 3 1 1 48 14 13 2 11 3 6 2 5 0 2 3 0 0 2 12
24 5 2 3 1 1 41 13 11 2 10 3 5 2 4 1 2 4 1 1 2 12
2.2 Verloren potentiële levensjarencijfer Deze methode (26) laat toe doodsoorzaken te identificeren die leiden tot een voortijdig overlijden: alleen de jaren die verloren gaan vóór een bepaalde leeftijd worden in rekening genomen. De grenzen van de beschouwde periode die in aanmerking genomen wordt voor de berekening van de verloren potentiële jaren, liggen niet eenduidig vast. Door bij de berekening van het VPJ-cijfer alleen de overlijdens tussen 15 en 64 of tussen 1 en 74 jaar in rekening te nemen, geeft men het belang aan van doodsoorzaken, die een voortijdig overlijden tot gevolg hebben. Figuren 3 en 4 tonen de doodsoorzaken die aanleiding geven tot de hoogste leeftijdsgestandaardiseerde, verloren potentiële levensjaren, voor de leeftijdsgroepen 15 tot 64 en 1 tot 74 jaar, mannen en vrouwen. Voor de leeftijdsgroep van 1 tot 74 jaar is bij de vrouwen borstkanker het meest belangrijk. Voor de mannen in dezelfde leeftijdsgroep zijn dit voornamelijk longkanker, ischemische hartziekten, verkeersongevallen en zelfmoord. Opmerkelijk is dat borstkanker, de belangrijkste oorzaak van voortijdig overlijden bij de vrouwen, duidelijk minder verloren jaren tot gevolg heeft dan zelfmoord, de vierde oorzaak bij de mannen. In de leeftijdsgroep van 15 tot 64 jaar vinden we, niet onverwacht, dezelfde grote oorzaken terug, met hier een minder belangrijke rol voor ischemische hartaandoeningen en longkanker. In tabel 5 wordt voor mannen en vrouwen het procentueel aandeel van verkeersongevallen, zelfmoord, ischemische hartziekten, longkanker, en voor vrouwen ook borstkanker, in het totaal aantal verloren potentiële levensjaren weergegeven. Het is duidelijk dat de percentages veranderen in functie van de gebruikte leeftijdsgroepen. Ongeacht de gebruikte definitie kan ongeveer 45% van de verloren potentiële levensjaren bij de mannen toegeschreven worden aan deze vier vermijdbare oorzaken. Als men bij de vrouwen borstkanker mee in rekening brengt, bekomt men een percentage van ongeveer 40%. Figuur 3: VPJ (/1.000 persoonsjaren) leeftijdsgroep 15-64 jaar. Vlaams Gewest, 1998.
8
7
Mannen
6
Vrouwen
5
4
3
2
1
0 Zelfmoord
Verkeersongevallen
Ischemische hartziekten
Longkanker
Cerebrovasculaire aandoeningen
Borstkanker
Figuur 4: VPJ (/1.000 persoonsjaren) leeftijdsgroep 1 - 74 jaar. Vlaams Gewest, 1998. 9 8 7
Mannen
Vrouwen
6 5 4 3 2 1 0 Zelfmoord
Verkeersongevallen
Ischemische hartziekten
Longkanker
Cerebrovasculaire aandoeningen
Borstkanker
Mannen
Tabel 5: Procentueel aandeel van enkele doodsoorzaken in het totaal aantal VPJ. Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest, 1995 - 1998.
1995
15 - 64 jaar 1996 1997
1998
1995
1 - 74 jaar 1996 1997
1998
Verkeersongevallen
16,5
16,9
16,1
17,4
10,5
10,5
9,9
11,0
Zelfmoord Ischemische hartziekten
16,1 8,5
16,1 7,9
16,4 8,5
16,7 8,5
10,4 10,7
10,2 10,3
10,4 10,9
10,6 11,2
Longkanker
8,4
7,7
8,5
5,6
12,0
11,3
12,2
11,6
1998
1995
1 - 74 jaar 1996 1997
1998
Vrouwen
1995
15 - 64 jaar 1996 1997
Verkeersongevallen
9,0
8,5
8,3
9,2
6,0
5,9
6,2
6,8
Zelfmoord
11,0
11,3
12,0
10,0
7,2
7,4
7,6
6,8
Ischemische hartziekten
3,7
3,9
4,2
3,9
6,0
5,9
5,9
5,8
Longkanker
3,9
3,3
3,2
3,5
4,1
3,5
3,9
4,2
Borstkanker
14,7
15,9
14,8
14,4
13,7
14,6
13,8
13,7
3. Overlijden door vermijdbare sterfte Een gezondheidsbeleid heeft tot doel het geheel van gezondheidsproblemen zo doelmatig en doeltreffend mogelijk te beïnvloeden. Vermijdbare sterfte (14) is een samengestelde indicator m.b.t. meerdere facetten van het gezondheidssysteem. Zij bestaat enerzijds uit de component “vermijdbaar door primaire preventie”, wat iets zegt over het vroeger gevoerde beleid en over het zich betrokken weten en inzet van zorgverstrekkers en bevolking. Anderzijds verschaft de component “vermijdbaar door medische interventies, secundaire preventie inbegrepen” inzichten over het functioneren van de zorgverstrekking en over de laagdrempeligheid van het systeem. Vermijdbare sterfte wordt berekend door het opsommen van het aantal sterfgevallen vóór 65 jaar, ten gevolge van een reeks aandoeningen die zich, in het licht van de huidige medische en volksgezondheidskundige kennis, niet hadden moeten voordoen. De selectie van deze “vermijdbare” doodsoorzaken gebeurt op basis van een review van de medische en epidemiologische literatuur naar de effectiviteit van preventie, promotie en behandeling. Het leek ons belangrijk hierbij te vermelden dat ongevallen die geen verkeersongevallen zijn, en zelfmoord hier niet inbegrepen zijn. In het kader van een Europese studie verschenen er in België reeds drie atlassen over vermijdbare sterfte: voor de periode 1974 - 1978 (12), voor de periode 1980 - 1984 (14) en voor de periode 1985-1989 (15). In deze studies werd de geografische spreiding van de verschillende geselecteerde doodsoorzaken op arrondissementsniveau bestudeerd. In dit hoofdstuk wordt de door deze auteurs gehanteerde selectie overgenomen (tabel 8). Het doel van deze oefening is deze indicator gangbaar te gebruiken voor monitoring, evaluatie en oriëntatie van een pro-actief gezondheidsbeleid. Er waren 2.742 voortijdige en vermijdbare overlijdens bij mannen in het Vlaams Gewest, wat 42.1% uitmaakte van alle overlijdens in de leeftijdsgroep van 0 tot 64 jaar (tabel 6). Het grootste deel ervan kan voorkomen worden door primaire preventie van longkanker, ischemische hartziekten, verkeersongevallen en levercirrose. De medische interventies inclusief secundaire preventie spelen bij de mannen slechts een kleine rol. Bij de vrouwen waren er 1.499 voortijdige en vermijdbare sterfgevallen. Het verschil tussen medische en primaire preventie is hier veel kleiner. Het aandeel van borstkanker (571 sterfgevallen) is hierin bijzonder groot. In tabel 7 wordt het sterftecijfer per 100.000 inwoners door vermijdbare sterfgevallen vermeld.
Tabel 6: Proportioneel sterftecijfer door vermijdbare sterfte, 0-64 jaar. Vlaams Gewest, 1998. Mannen
Vrouwen
Aantal
%
Aantal
%
287
4,4%
849
23,7%
Vermijdbaar door primaire preventie
2.455
37,7%
650
18,2%
Vermijdbaar door medische & primaire preventie
2.742
42,1%
1.499
41,9%
Vermijdbaar door medische interventies, secundaire preventie inbegrepen
Tabel 7: Het sterftecijfer (/100.000 populatie) door vermijdbare sterfte (0-64 jaar). Vlaams Gewest, 1998. OG
Mannen
BG
OG
Vrouwen
BG
Vermijdbaar door medische interventies, secundaire preventie inbegrepen
10,1
11,4
12,7
32,5
34,8
37,2
Vermijdbaar door primaire preventie
93,8
97,7
101,5
24,6
26,7
28,7
Vermijdbaar door medische & primaire preventie
105
109,1
113,2
58,4
61,5
64,6
Tabel 8: Vermijdbare sterfte. Vlaams Gewest, 1998.
Vermijdbare sterfte: A. Vermijdbaar door medische interventies, secundaire preventie inbegrepen. Doodsoorzaak
Leeftijdsgroep
Aantal ovl. mannen
Aantal ovl. vrouwen
Intestinale infecties
0 - 14
0
0
Tuberculose
5 - 64
16
4
Borstkanker
15 - 64
-
571
Baarmoeder(hals)kanker Testiskanker
15 - 54 15 - 64
4
54 -
Ziekte van Hodgkin Leukemie Reumatische hartziekten
5 - 64 0 - 14 5 - 44
8 4 0
5 3 1
Hypertensie & cerebrovasculaire aandoeningen
35 - 64
216
165
Luchtwegeninfecties
1 - 14
2
3
Astma Peptisch ulcus
5 - 49 15 - 64
11 13
9 7
Appendicitis
5 - 64
0
0
Abdominale hernia
5 - 64
2
3
Cholelithiase en cholecystitis
5 - 64
3
4
Maternale sterfte
15 - 44
-
10
Congenitale cardiovasculaire aandoeningen
1 jaar +
8
10
287
849
Subtotaal Vermijdbare sterfte: B. Vermijdbaar door primaire preventie. Longkanker Huidkanker
5 - 64 5 - 64
910 2
187 6
Ischemische hartziekten
5 - 64
797
205
Levercirrose
15 - 64
229
87
Ongevallen met motorvoertuigen
0 - 64
517
165
Subtotaal
2.455
650
Totaal
2.742
1.499
4. Tabaksgerelateerde mortaliteit Langdurig roken is een gekende bedreiging voor de individuele gezondheid én voor de volksgezondheid. Peto et al. ontwikkelden een methode waarbij op basis van de overlijdensstatistiek een onrechtstreekse schatting gemaakt kan worden van tabaksgerelateerde mortaliteit (24). Zij toonden aan dat de absolute longkankercijfers toelaten in de mortaliteit door andere aandoeningen, de proportie te schatten van de sterfte ten gevolge van tabaksgebruik. Zo suggereert het lage longkankercijfer bij Spaanse vrouwen, voor het overgrote deel niet-rooksters, niet alleen dat slechts een minieme fractie van hun longkankeroverlijdens kunnen toegeschreven worden aan roken, maar ook dat slechts enkele van de overlijdens door andere doodsoorzaken aan tabak te wijten zijn. Dergelijke methode vereist enige vorm van leeftijds- en geslachtsspecifieke “calibratie”van de geschatte verhouding tussen absolute longkankercijfers en de proportie “overige aan roken toeschrijfbare sterfte”. De auteurs gebruikten hiervoor de resultaten van de sterfte-ervaring van “huidige rokers”versus “nooit-rokers”, verkregen in een prospectieve studie uit de VS met meer dan een miljoen deelnemers. Hier volgt een korte beschrijving van elementen waarmee rekening wordt gehouden bij de schatting van tabaksgerelateerde mortaliteit. Mortaliteit op minder dan 35 jaar, levercirrose en dood door uitwendige oorzaken worden als niet-gerelateerd met roken beschouwd. Longkankersterfte wordt vergeleken met deze van Amerikaanse niet-rokers. Voor andere doodsoorzaken wordt door een gewild conservatieve onderschatting slechts de helft in rekening genomen van het exces toegeschreven aan tabak. Een meer uitvoerige beschrijving van de gebruikte methodologie kan gevonden worden in het referentieartikel. Deze oefening werd voor Vlaanderen 1998 overgedaan. Een gecondenseerde tabel wordt hier weergegeven (tabel 9). Hieruit blijkt dat in 1998 bij de mannen 8.457 sterfgevallen of ongeveer 1/3 van de totale mortaliteit toe te schrijven zijn aan tabaksabusus. Voor de vrouwen bedragen deze cijfers respectievelijk 1.026 en 1/25. Het is opmerkelijk dat de door tabak aangerichte ravage op gebied van hart- en vaatziekten ongeveer 2/3 uitmaakt van deze door longkanker. Tabel 9: Tabaksgerelateerde mortaliteit. Vlaams Gewest, 1998.
Mannen Doodsoorzaken: Longkanker Aëro-digestieve kankers Andere kankers COPD Hart- en vaataandoeningen Alle andere medische oorzaken Totaal medische oorzaken
Sterfgevallen A an tabak toegeschreven % 3.195 595 5.237 1.971 9.789 5.229
3.004 413 837 1.469 1.854 880
94,0 69,5 16,0 74,5 18,9 16,8
26.016
8.457
32,5
Vrouwen Doodsoorzaken:
Sterfgevallen A an tabak toegeschreven %
Longkanker Aëro-digestieve kankers Andere kankers COPD Hart- en vaataandoeningen Alle andere medische oorzaken
509 150 5.957 893 11.490 7.217
271 27 52 251 235 190
53,2 18,1 0,9 28,1 2,0 2,6
Totaal medische oorzaken
26.216
1.026
3,9
In vele epidemiologische studies die het effect van roken op de gezondheid bestuderen, wordt vaak alleen een onderscheid gemaakt tussen rokers, niet-rokers en ex-rokers. Soms ook nog tussen zware en lichte rokers. Om de werking van tabak te bestuderen, moet men in feite genuanceerder te werk gaan. Dan dient men ook rekening te houden met factoren zoals het aantal jaren dat men gerookt heeft, de leeftijd waarop men is beginnen roken, aantal sigaretten dat men dagelijks rookt, de mate van passief roken. Daar komt nog bij dat de sigaretten over de jaren heen sterk geëvolueerd zijn: op dit ogenblik is er op de markt een heel gamma aan sigaretten (lights, superlights, ...) beschikbaar. In een recente studie in Denemarken (25), het land met het hoogste percentage rokers onder de vrouwen in West-Europa, werd het rookgedrag zelf mee geanalyseerd. Zo bleek o.a. dat er grote verschillen zijn tussen mannen en vrouwen: er zijn meer mannen die roken, met verhoudingsgewijs meer zware rokers en zij inhaleren vaker dan de vrouwen. Indien in de analyse hiermee rekening wordt gehouden dan blijkt dat vrouwen een hoger hospitalisatie-risico hebben voor COPD dan mannen. Dit stemt overeen met andere recente studies die aantonen dat vrouwen relatief meer longfunctie verliezen dan mannen bij gelijke blootstelling aan tabaksrook. Er zijn ook niet veel studies voorhanden die het effect van antirookcampagnes bestuderen. Op dit ogenblik loopt in 20 Europese landen het CINDI-programma van de WGO. Het is een poging om mensen te doen stoppen met roken aan de hand van een “Stop-en-Win-wedstrijd”. Ten laatste op 7 april - dit is de wereldgezondheidsdag - vult de roker zijn deelnemersformulier in. Dan moet hij proberen te stoppen met roken gedurende één maand. Als dit gelukt is dan maakt hij kans om een mooie prijs te winnen. De winnaars moeten hun “rookstop”voor echt laten verklaren door 2 ooggetuigen uit hun omgeving en ze ondergaan ook nog een biologische test. Korhonen et al. (13) evalueerden de “Stop-en-Win-wedstrijd”van 1994 in 3 landen. Na één jaar varieerde het stopgedrag van de deelnemers als volgt: 23% in Finland, 32% in Rusland en 34% in Catalonië. Een hogere leeftijd, mannen in Finland en niet meer dan voordien 3 keer een poging ondernomen hebben om te stoppen met roken, waren significante determinanten om gedurende 1 jaar te stoppen met roken. Een van de belangrijkste redenen die rokers aanhalen om te blijven roken, is dat roken helpt het gewicht te controleren. O’Hara et al. (23) stellen vast dat 33% van de Amerikaanse en Canadese participanten na 5 jaar gestopt te zijn met roken meer dan 10 kg in gewicht zijn toegenomen. Van de participanten die gedurende deze tijd bleven roken, bedroeg dit slechts 6%. Gemiddeld kwamen de mannelijke stoppers 7,6 kg bij, de vrouwelijke 8,7 kg. De auteurs pleiten er dan ook voor dat tegelijk met het stoppen met roken, aandacht moet besteed worden aan het controleren van het lichaamsgewicht. Thun en Colditz (28) stellen in dit verband een matige verhoging van de fysieke activiteit voor en verwijzen naar recente studies. Na 2 jaar gestopt te zijn met roken, blijken drie tot zes uur wandelen per week of 1 à 2 uur joggen de gewichtstoename te beperken tot gemiddeld 1,8 kg. In Vlaanderen ligt het rookgedrag nog steeds hoog: de resultaten van de Gezondheidsenquête 1997 leren ons dat 29% van de Vlamingen van 15 jaar en ouder rookt (36% van de mannen en 22% van de vrouwen). De studie van het OIVO in 1997 levert ongeveer dezelfde resultaten op: 25% van Vlamingen van 18 jaar en ouder rookt regelmatig of dagelijks (31% van de mannen en 22% van de vrouwen).
5. Evolutie van de belangrijkste doodsoorzaken in Vlaanderen: 1990 en de periode 1994-1998 Vorig jaar gaven we een overzicht van de evolutie van de belangrijkste doodsoorzaken voor de periode 1988-1997 en dit voor de grote leeftijdsgroepen. Nu trachten we deze evolutie jaarlijks op te volgen en ze weer te geven door een kerncijfer, dat bekomen wordt door middel van een directe standaardisatie met 1998 als referentiejaar. Vermits de gebruikte methode rekening houdt met de leeftijdsopbouw van gans de mannelijke respectievelijk vrouwelijke bevolking, wordt hier van elke doodsoorzaak in één cijfer een totaalbeeld gegeven. Het gebruikte kerncijfer laat alleen een vergelijking toe van het jaar onder beschouwing met het referentiejaar (figuren 5 en 6). De precieze cijfers en eventuele significante verschillen ten opzichte van 1998 vindt u als bijlage. Ter aanvulling zal periodiek een statistisch gemodelleerde benadering gebruikt worden, waarbij verschillende jaren terzelfder tijd vergeleken worden met een referentiejaar. Deze techniek laat dan toe eventuele trends cijfermatig aan te duiden. 1998 is een scharnierjaar: een nieuwe classificatie van de doodsoorzaken (ICD-10) en nieuwe modellen certificaten, die in tegenstelling met de vorige, conform zijn aan het WGO-model. De motivering voor de verandering was dubbel: én een betere weergave van het overlijdensproces mogelijk maken én de internationale vergelijkbaarheid verzekeren. In de vorige certificaten waren er immers voor de beschrijving van het overlijdensproces slechts twee lijnen voorzien: één voor de onmiddellijke en één voor de oorspronkelijke doodsoorzaak. Uiteraard is het dan moeilijk om een logische causale keten weer te geven zonder de intermediaire doodsoorzaken te kunnen neerschrijven. Verder bestond er geen mogelijkheid voor het weergeven van bijkomende doodsoorzaken, belangrijke aandoeningen, die zeker bijgedragen hebben aan het overlijden zonder rechtstreeks tussen te komen in de causale keten. De huidige modellen daarentegen bevatten twee delen. Het eerste deel bestaat uit vier lijnen, die een correcte weergave van de causale keten moeten toelaten, en een tweede deel uit drie lijnen ten behoeve van de bijkomende doodsoorzaken. Het is nu mogelijk voor de certificerende artsen het onderscheid te maken tussen de doodsoorzaken van de causale keten en de bijkomende doodsoorzaken, waarvoor op de oude modellen geen plaats voorzien was. In een aantal gevallen mag men geredelijk aannemen dat, bij multipele aandoeningen en om geen belangrijke informatie te laten verloren gaan, vroeger bijkomende doodsoorzaken op de plaats voorzien voor de oorspronkelijke doodsoorzaak, gecertificeerd werden. De nieuwe classificatie heeft op gebied van codeerregels géén grote wijzigingen ondergaan al kwamen er een groot aantal beslissingsbomen bij. Hun invloed op de hier bestudeerde doodsoorzaken is nog niet duidelijk. Het is derhalve belangrijk om rekening te houden met deze dubbele verandering omdat zij een aantal kunstmatige breuken kan veroorzaken in een tijdsreeks. Het is mogelijk het belang van deze artefacten te schatten door het hercoderen van een steekproef certificaten, die volgens de vorige classificatie gecodeerd werden. Vermits deze exercitie nog niet gebeurd is, dienen de “vastgestelde”evoluties tussen 1997 en 1998 met grote omzichtigheid geïnterpreteerd te worden. Frappant voorbeeld hiervan is de belangrijke en significante stijging van ischemische hartziekten zowel bij mannen (figuur 5) als bij vrouwen (figuur 6), waar er over de laatste jaren een daling werd vastgesteld. Hoewel de vergelijking met MONICA aangaf dat bij een aantal acute hartinfarcten ten onrechte een kanker als oorspronkelijke doodsoorzaak werd gecertificeerd en de codeerregels de causale sequens van hartinfarct veroorzaakt door kanker aanvaarden, lijkt dit hier slechts een uiterst marginale rol te spelen vermits er zich geen gelijkaardige daling van de nieuwvormingen voordoet. Het zou in dit geval eerder kunnen gaan over een herschikking binnen de groep van hartvaatziekten, waar er, ondanks de significante toename van ischemische hartziekten, globaal geen significante verandering wordt vastgesteld tussen 1997 en 1998.
Figuur 5: Evolutie van de belangrijkste doodsoorzaken in Vlaanderen bij mannen: 1990 en de periode 1994-1998. 4,5 4,0 3,5
1990 1994 1995 1996 1997
3,0
1998
2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0
Figuur 6: Evolutie van de belangrijkste doodsoorzaken in Vlaanderen bij vrouwen: 1990 en de periode 1994-1998. 5,0
1990
4,5
1994 1995
4,0 3,5
1996 1997 1998
3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0
6. Uitwendige doodsoorzaken 6.1. Sterfte door ongevallen in de privé-sfeer Met “ongevallen in de privé-sfeer” worden hier de ongevallen bedoeld die zich voordoen in de levenssfeer buiten het arbeidsmilieu of de verkeerssituatie. Net als bij de voorgaande classificaties, wordt dit soort ongevallen ook in de 10de herziening van de International Classification of Diseases (ICD) niet als een afzonderlijke groep doodsoorzaken vermeld, zodat de relevante categorieën van doodsoorzaken via een proces van inclusie en exclusie moeten samengebracht worden. De ingrijpende wijzigingen die de 10de revisie van de ICD inzake codering met zich heeft gebracht — veranderingen in definities, verschuivingen binnen en over groepen, afsplitsing van specifieke doodsoorzaken, … — heeft het er bovendien niet eenvoudiger op gemaakt om tegelijkertijd tot een sluitend geheel te komen en de vergelijkbaarheid met de vorige jaren staande te houden. Binnen het hoofdstuk van de uitwendige doodsoorzaken kunnen verkeersongevallen, manifeste zelfmoord en doding vrij gemakkelijk worden weggefilterd. Voor arbeidsongevallen ligt dit moeilijker, aangezien ook het nieuw statistisch formulier aangaande een overlijden niet expliciet vermeldt of het om een arbeidsongeval gaat. Wel wordt de plaats van het ongeval aangegeven en wanneer hier “werkplaats” is ingevuld, wordt dit beschouwd als een arbeidsongeval. Men dient er zich bovendien van bewust te zijn dat er een (onbekend) aantal sterfgevallen bestaan, die als ongeval worden aangegeven maar in feite toch een intentioneel karakter hebben. Dit geldt wellicht vooral voor de groepen intoxicaties en asphyxie, maar vanzelfsprekend ook voor de sterfgevallen waarbij de intentie niet kan worden bepaald. Niettemin hebben wij besloten om niet langer vast te houden aan een opdeling van doodsoorzaken in groepen van “zekere”en “twijfelachtige”ongevallen, zoals dat de vorige jaren wel het geval was. Bovendien worden, in tegenstelling tot vroeger, thans ook de overlijdens bij kinderen jonger dan één jaar meegeteld (tabel 10).
Vrouwen
Mannen
Tabel 10: Doden door ongevallen in de privé-sfeer.
1994 1995 1996 1997 1998
Ongeval met wegvoertuig zonder motor 22 Lucht- en ruimtevaartongeval 3 Niet-opzettelijke vergiftiging door geneesmiddelen en 22 biologische stoffen Niet-opzettelijke vergiftiging door andere vaste stoffen, 25 vloeistoffen, gassen en dampen Niet-opzettelijke val 362 Ongeval door vuur of vlammen 26 Ongeval door natuurlijke en omgevingsfactoren 6 Onderdompeling, verstikking en vreemde lichamen 103
17 2 9
16 1 17
13 8 13
18 3 11
27
14
19
16
329 27 9 104
326 28 8 69
334 28 10 70
294 22 10 80
Overige ongevallen Late gevolgen niet-opzettelijke val
53 7
49 6
46 8
64 4
13 4
Letsel waarvan intentie niet kan worden bepaald Totaal
69 698
96 675
84 617
41 604
41 512
1 0 7
4 0 14
6 0 5
11 0 5
17
7
13
10
518 20 8 73 11 2 42 699
467 18 6 49 12 5 51 633
452 16 14 65 12 5 15 603
496 19 9 71 4 3 19 647
Ongeval met wegvoertuig zonder motor 5 Lucht- en ruimtevaartongeval 0 Niet-opzettelijke vergiftiging door geneesmiddelen en 27 biologische stoffen Niet-opzettelijke vergiftiging door andere vaste stoffen, 11 vloeistoffen, gassen en dampen Niet-opzettelijke val 525 Ongeval door vuur of vlammen 23 Ongeval door natuurlijke en omgevingsfactoren 10 Onderdompeling, verstikking en vreemde lichamen 68 Overige ongevallen 13 Late gevolgen niet-opzettelijke val 7 Letsel waarvan intentie niet kan worden bepaald 36 Totaal 725
In 1998 werden in de Vlaamse bevolking 1.159 overlijdens door ongevallen in de privé-sfeer geregistreerd (512 mannen en 647 vrouwen). Dit zijn er 48 minder dan in 1997 (mannen -92, vrouwen +44). De globale sterfte door dit soort ongevallen bedraagt thans 19,6 per 100.000 inwoners en is de laatste 5 jaar progressief met 19% afgenomen. Aangezien de oudere leeftijdsgroepen doorwegen in de sterfte door ongevallen in de privé-sfeer, heeft de demografische evolutie (vergrijzing) een vertekenend effect, hetgeen blijkt uit een vergelijking met de gestandaardiseerde sterftecijfers (figuur 7). De afname van de naar leeftijd en geslacht gestandaardiseerde sterfte (met 1998 als standaardpopulatie) bedroeg in de voorbije 5 jaar 22%. Figuur 7: Sterfte door ongevallen in de privé-sfeer /100.000 inwoners, voor en na standaardisatie naar leeftijd (standaard = 1998). 30 25 20 15 10 5 0 1994
man std vrouw std man vrouw
1995
1996
1997
1998
Opmerkelijk is dat, waar de curven voor beide geslachten de voorgaande jaren gelijklopend waren, er in 1998 een divergentie merkbaar is waarbij de sterfte bij de mannen verder afneemt en deze bij de vrouwen toeneemt. Een eenduidige verklaring hiervoor ligt niet meteen voor de hand en wellicht zijn meerdere factoren in het spel: toevalsfluctuaties, demografische evolutie (vergrijzing), veranderingen in certificering en coderingsregels, verwerking van alle overlijdens in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest, … . Niettemin is het duidelijk dat deze divergentie grotendeels kan worden toegeschreven aan de groep “accidentele val”(-40 bij de mannen en +44 bij de vrouwen), die de hoofdmoot vormt van de sterfte door ongevallen in de privé-sfeer (in 1998 57% bij de mannen en 77% bij de vrouwen), en aan de groep “overige ongevallen” (-51 bij de mannen en -8 bij de vrouwen).
In 1998 gingen als gevolg van voortijdig overlijden door ongevallen in de privé-sfeer in totaal 10.973 potentiële levensjaren tussen 0 en 75 jaar verloren, 2,6 per 1.000 manjaren en 1,4 per 1.000 vrouwjaren (figuur 8). De geringe impact van de sterfte door ongevallen in de privé-sfeer in termen van verloren potentiële levensjaren is vooral te wijten aan het feit dat deze overlijdens vooral ouderen betreffen: in de periode 1994-1998 deed 56% van de sterfgevallen zich voor bij 75-plussers en bijna eenderde bij 85-plussers (figuur 9). Proportioneel wegen ongevallen in de privé-sfeer echter wel door in de sterfte op jonge leeftijd: bij kinderen van 1 tot 14 jaar in 1998 17% van de totale sterfte, bij 75-plussers nauwelijks 2%. Figuur 8: Verloren potentiële levensjaren door sterfte door ongevallen in de privé-sfeer (/1.000 persoonsj. 0-74 j.). 5,0
mannen
4,5
vrouwen
4,0 3,5 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0 1994
1995
1996
1997
1998
Figuur 9: Procentuele leeftijdsverdeling sterfte door ongevallen in de privé-sfeer, 1994-1998. 50 45 40
man
35
vrouw
30 25 20 15 10 5 0
0-4
5-9
10 - 14
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65-69
70-74
75-79
80-84
85-++
Figuur 10 geeft een overzicht van het aandeel van de verschillende doodsoorzakengroepen in het geheel van de sterfte door ongevallen in de privé-sfeer voor de periode 1994 tot 1998. Na het vallen, dat zowel bij mannen als bij vrouwen de belangrijkste doodsoorzakengroep vormt (respectievelijk 54% en 75%, late gevolgen incluis), komen de verschillende vormen van asphyxie (13,7% en 9,9%) en de letsels waarvan de intentie niet kan worden bepaald (10,7% en 4,9%). Figuur 10: Procentuele verdeling oorzaken van sterfte door ongevallen in de privé-sfeer 1994-1998.
letsel waarvan intentie niet kan worden bepaald
vrouw
overige ongevallen
man
onderdompeling, verstikking en vreemde lichamen ongeval door natuurlijke en omgevingsfactoren ongeval door vuur of vlammen niet-opzettelijke val, inclusief late gevolgen niet-opzettelijke vergiftiging andere vaste stoffen, vloeistoffen, gassen en dampen niet-opzettelijke vergiftiging geneesmiddelen en biologische stoffen lucht- en ruimtevaartongeval ongeval met wegvoertuig zonder motor
0
10
20
30
40
50
60
70
80
Een van de gezondheidsdoelstellingen voor Vlaanderen 1998-2002 stelt dat het aantal doden bij ongevallen in de privé-sfeer (en in het verkeer) tegen 2002 met 20% moet zijn afgenomen. Uitgaande van de sterftestatistiek van 1998 betekent dit, dat in 2002 nog 927 doden door ongevallen in de privé-sfeer zouden mogen worden opgetekend. Indien de bevolking evolueert volgens de MIRA2-projecties, komt het brutosterftecijfer door dit type van ongevallen dan in 2002 uit op 15,5 per 100.000 inwoners. Wanneer men vertrekt van een hypothese waarbij de leeftijdsspecifieke ongevallensterfte in de periode 19982002 gelijk blijft aan deze in 1998, dan geeft de verwachte demografische evolutie in 2002 aanleiding tot een toename van het aantal doden door ongevallen in de privé-sfeer met 76 eenheden (544 mannen en 691 vrouwen). Vertrekt men daarentegen van de hypothese dat de geslachtsspecifieke sterfte de komende 5 jaar zal evolueren volgens een logaritmische trend berekend op basis van de voorbije 5 jaar, dan neemt de sterfte bij de mannen af tot 16,9 per 100.000 en bij de vrouwen tot 19,1 per 100.000. Het aantal doden door ongevallen in de privé-sfeer zou dan tegen 2002 met 78 eenheden afnemen tot 1.081 (499 mannen en 582 vrouwen), hetzij -7%.
6.2. Zelfmoord Het aantal zelfmoorden in 1998 bedroeg 1.062. Bijna drievierde van de gevallen betrof mannen. De mediane leeftijd van een man die zelfmoord pleegt, is 45,5 jaar, die van de vrouw is 50. De onderstaande figuur geeft de leeftijdsspecifieke sterftecijfers weer voor 1998 en bevestigt de tendens van de voorgaande jaren. Niet alleen het verschil tussen mannen en vrouwen is opvallend maar eveneens de forse stijging van deze sterftecijfers bij de mannen eens boven de 75 jaar (figuur 11). Figuur 11: Sterfgevallen door zelfmoord (/100.000 pop.). Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest 1998.
Aantal sterfgevallen (1/100.000 inwoners)
100 man
90
vrouw
80 70 60 50 40 30 20 10
85+ jaar
80-84 jaar
75-79 jaar
70-74 jaar
65-69 jaar
60-64 jaar
55-59 jaar
50-54 jaar
45-49 jaar
40-44 jaar
35-39 jaar
30-34 jaar
25-29 jaar
20-24 jaar
15-19 jaar
10-14 jaar
0
Leeftijdscategorie
Vergeleken met de 3 vorige jaren is het huidige sterftecijfer voor zelfmoord niet significante gestegen of gedaald. Ten opzichte van 1990 en 1994 zijn er wel significante veranderingen. In tabel 11 worden de significante veranderingen ten opzichte van 1998 aangeduid met een “*”.1 Samen met verkeersongevallen staat zelfmoord in voor het hoogste oorzaakspecifiek VPJ-cijfer tussen 0 en 74 jaar bij mannen en het tweede hoogste bij vrouwen (voor mannen 7,4 verloren potentiële levensjaren per 1.000 inwoners en 2,5 voor vrouwen). Daarbij komt nog dat er waarschijnlijk een zekere onderrapportering van suïcide bestaat (13% bij mannen en 20% bij vrouwen) (19)(20) en dan vooral in de jongere leeftijdsgroepen en bij gebruik van minder gewelddadige middelen zoals vergiftiging (X60-X66 en X68-X69). Ook kan een aantal dodelijke verkeersongevallen gerelateerd worden met suïcidaal gedrag, of gaat het in feite om niet als dusdanig gemelde zelfmoorden. Een vorige zelfmoordpoging (dus suïcidaal gedrag) is een belangrijke risicofactor voor overlijden door “ongevallen”, “onzekere doodsoorzaken”en “slecht bepaalde omstandigheden”(22). Tabel 11: Direct gestandaardiseerde sterftecijfers door zelfmoord per 100.000 inwoners (1998 als basisjaar).
Mannen Vrouwen Totaal
1 1999
1990
1994
1995
1996
1997
1998
22,92 * 10,83 * 16,76 *
27,72 10,93 * 19,19 *
27,61 10,09 18,72
25,77 9,48 17,51
26,55 9,58 17,95
26,40 9,67 17,92
Voor een internationale vergelijking kan men terecht op de website van de WHO voor World Health Statistics Annual 1997(http://www.who.int/whr/2000/en/statistics.htm of http://www.who.int/whosis).
Gebruikte methoden Meer dan de helft van de zelfmoorden bij mannen gebeurt door middel van verhanging en verstikking (57%). Ook bij vrouwen is verhanging het meest gebruikte middel. Bij mannen komen vuurwapens en vergiftiging op de tweede en derde plaats, bij vrouwen is dit respectievelijk verdrinking en vergiftiging (figuur 12). Figuur 12: Wijze van zelfmoord. Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest, 1998.
111
vrouw
20
57
442
man
5
64
8
20% Verhanging
Vuurwapens
40%
55
60%
Vergiftiging
Verdrinking
80%
Sprong van hoogte
55
32
75 101
0%
25
Vergassing
12
100% Andere
Binnen de groep van zelfvergiftiging zijn geneesmiddelen de belangrijkste middelen bij zowel vrouwen (84%) als bij de mannen (60%). Bij de mannen vormen de producten uit de landbouw zoals pesticiden eveneens een belangrijke groep (tabel 12). Naast de onderschatting van de sterftecijfers door onvolledig certificeren, moeten we er bij zelfvergiftiging rekening mee houden dat de sterfte slechts een onderdeel uitmaakt van het probleem zelfvergiftiging: het merendeel van de zelfvergiftigingen kent immers geen fatale afloop meer, als ze maar tijdig gereanimeerd kunnen worden. Deze pogingen veroorzaken echter een zware last voor de volksgezondheid, o.a. ook door de mogelijke nasleep. Qua dodelijke afloop en behoefte aan zware intensieve zorgen zijn de producten gebruikt in de landbouw wel de gevaarlijkste. Tabel 12: Zelfmoord door zelfvergiftiging, per gebruikte stoffen. Mannen en vrouwen. Vlaams Gewest, 1998. ICD-10 code
Geneesmiddelen Pesticiden Andere chemicaliën en dampen Middelen (drugs, psychodysleptica, alcohol,...) Totaal
X60-X61, X63-X64 X68 X66, X69 X62, X65
Aantallen Mannen Vrouwen 45 20 6 4
48 5 3 1
75
57
Risicofactoren Scheiding of verlies van dierbaren, financiële problemen, ernstige somatische problemen en vereenzaming spelen zeker een rol (6). Psychiatrische stoornissen zijn ook determinerend. Een vorige zelfmoordpoging gaat gepaard met een zeer hoog risico: een Deense follow-up-studie (22) vond dat op 974 patiënten opgenomen voor zelfvergiftiging, er na 10 jaar 306 overleden waren, waarvan 106 door zelfmoord en 131 door “natuurlijke”oorzaken. Een Engelse studie (11) betreft jongeren 15-24 jaar die voor dezelfde reden opgenomen waren. Het behoren tot de laagste sociale klasse, werkloosheid, middelenabusus (alcohol of drugs), persoonlijkheidsstoornissen, opname in psychiatrie, en andere zelfmoordpogingen waren risicofactoren.
Bij jongeren zouden ongunstige sociale omstandigheden, huishoudelijke spanningen, vrees voor straf, beroeps- of huwelijksmoeilijkheden meer determinerend zijn dan in de oudere leeftijdsgroepen. Suïcidaal gedrag van de ouders, verlies van de ouders, mishandeling en seksueel misbruik zijn eveneens risicofactoren. Daarentegen zouden goede resultaten op school beschermend werken (9)(10). Voor zelfmoordpogingen werd ook een verhoogde incidentie aangetoond in geval van een verlies of langdurige afwezigheid van één van de ouders, vooral de vader (3). Verscheidene studies hebben de invloed van ongunstige socio-economische omstandigheden en werkloosheid (4)(5)(16) op de incidentie van suïcide kunnen aantonen, vooral bij mannen en in de jongere leeftijdsgroepen. Een longitudinale studie in Groot-Brittannië vond dat, op individueel vlak, werkloosheid de kans op zelfmoord twee à drie maal vergrootte (21). Dankzij de nieuwe certificaten kan dit jaar al een eerste analyse worden gemaakt van de invloed van beroepssituatie op overlijden door zelfmoord. De vorige jaren was dit nog onmogelijk omdat bij 1 op 3 overlijdens de beroepssituatie onbekend was. Dit jaar is dit nog slechts het geval voor 3,8% van de overlijdens. Een tweede analyse betreft de burgerlijke staat van de overledenen. Burgerlijke staat is reeds sinds lang een item op de overlijdenscertificaten, en kan dus over een periode van 6 jaar (1993-1998) geanalyseerd worden. Een derde analyse betreft de leefsituatie van de overledenen. De vraag naar de leefsituatie is ook nieuw sinds 1998 en kan dus enkel voor dit jaar geanalyseerd worden. Er werden “odds-ratios” (OR) berekend voor beroepstoestand binnen de actieve bevolking, dus de groep van 20 tot 65 jaar. De berekende ratio’s geven de verhouding aan tussen de kans op overlijden door zelfmoord versus een andere doodsoorzaak van één beroepscategorie vergeleken met hetzelfde risico binnen de categorie ‘actief’. De OR werden afzonderlijk berekend voor de 20- tot 44-jarigen en voor de 45-65jarigen (tabel 13). In de leeftijdsgroep 20-44 jaar blijkt dat enkel werklozen een statistisch significante hogere OR hebben dan beroepsactieven, en dit zowel voor de mannen (1,7) als voor de vrouwen (2,78). Invalide vrouwen daarentegen sterven relatief minder door zelfmoord dan door andere oorzaken in vergelijking met werkende vrouwen (0,11). In de leeftijdsgroep 45-64 jaar heeft geen enkele beroepsgroep, noch bij de mannen, noch bij de vrouwen, een significant verhoogde OR. Gepensioneerde mannen (0,45) en vrouwen (0,36) daarentegen sterven relatief minder door zelfmoord dan werkenden. Analyse van andere leeftijdscategorieën bleek niet zinvol omdat de spreiding over de verschillende beroepscategorieën beperkt was, en dit voornamelijk bij de 65-plussers waar 93% van de overledenen gepensioneerden waren. Tabel 13: Overlijdens door andere oorzaken, overlijdens door zelfmoord, odds-ratio’s en 95%-betrouwbaar-heidsintervallen voor suïcide i.f.v. beroepsstatuut en leeftijdsgroep. Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest, 1998.
Ovl.
Zm.
20-44 jaar Actief Student Werkloos Invalide Zonder beroep Andere Onbekend statuut
687 26 82 110 60 15 13
212 13 43 23 29 4 5
45-64 jaar Actief Werkloos Gepensioneerd Invalide Zonder beroep Andere Onbekend statuut
1831 227 1588 686 211 24 62
103 14 40 27 17 1 7
missing values =
133
Mannen OG OR
BG
0,75 1,11 0,40 0,94
1 1,62 1,70 0,68 1,57
3,33 2,57 1,10 2,55
0,57 0,30 0,44 0,79
1 1,10 0,45 0,70 1,43
1,97 0,66 1,09 2,46
Ovl.
Vrouwen Zm. OG OR
313 14 33 97 119 8 14
58 3 17 2 23 2 3
441 86 855 267 900 8 27
23 7 16 6 42 0 2
61
BG
0,21 1,35 0,01 0,59
1 1,16 2,78 0,11 1,04
4,33 5,52 0,44 1,81
0,55 0,18 0,14 0,52
1 1,56 0,36 0,43 0,89
3,90 0,72 1,11 1,58
Er werd ook een analyse uitgevoerd naar de burgerlijke staat bij een overlijden door zelfmoord. De berekende OR’s geven de verhouding aan tussen de kans op overlijden door zelfmoord versus een andere doodsoorzaak i.f.v. de burgerlijke staat. Deze verhoudingen worden telkens vergeleken met deze van de gehuwde groep en dit voor de 3 leeftijdsgroepen (tabel 14). Tabel 14: Overlijdens door andere oorzaken, overlijdens door zelfmoord, odds-ratio’s en 95%betrouwbaarheidsintervallen voor suïcide i.f.v. burgerlijke staat en leeftijdsgroep. Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest, 1993-1998. Mannen
Vrouwen
Ovl.
Zm.
OG
OR
BG
Ovl.
Zm.
OG
OR
BG
25-44 jaar Gehuwd Ongehuwd Weduwe/weduwnaar Gescheiden Onbekend
3.502 2.574 50 972 12
807 642 22 255 1
0,96 1,09 0,97
1 1,08 1,91 1,14
1,22 3,23 1,34
2.373 730 94 505 3
321 164 11 94 0
1,34 0,41 1,06
1 1,66 0,87 1,38
2,05 1,64 1,77
45-64 jaar Gehuwd Ongehuwd Weduwe/weduwnaar Gescheiden Onbekend
21.506 3.978 1.529 3.291 6
833 214 89 214 2
1,19 1,19 1,43
1 1,39 1,50 1,68
1,62 1,88 1,96
11.235 1.169 2.252 1.373 5
392 47 76 88 0
0,83 0,74 1,43
1 1,15 0,97 1,84
1,57 1,25 2,34
65 jaar + Gehuwd Ongehuwd Weduwe/weduwnaar Gescheiden Onbekend
75.830 10.473 40.289 3.221 11
512 100 422 37 0
1,13 1,36 1,18
1 1,41 1,55 1,70
1,76 1,77 2,38
28.913 13.058 97.364 2.765 13
142 33 272 17 1
0,34 0,46 0,71
1 0,51 0,57 1,25
0,76 0,70 2,08
In de leeftijdsgroep 25-44 jaar zijn deze ratio’s statistisch significant verhoogd bij ongehuwde (1,66) en gescheiden vrouwen (1,38); voor mannen alleen bij weduwnaars (1,91). In de leeftijdsgroep 45-64 jaar zijn deze ratio’s statistisch significant verhoogd bij mannen voor ongehuwden (1,39), weduwnaars (1,50) en gescheidenen (1,68). Ook voor gescheiden vrouwen verschilt de OR (1,84) van deze van de gehuwde vrouwen. Voor wat betreft de burgerlijke staat in de leeftijdsgroep van 65 jaar en ouder vinden we opnieuw een verhoogde OR bij mannen die ongehuwd (1,41), weduwnaar (1,55) en gescheiden (1,70) zijn. Bij de vrouwen is de OR daarentegen significant lager bij ongehuwden (0,51) en weduwen (0,57). Ten derde werd ook nog een analyse gemaakt naar leefsituatie. Is de verhouding zelfmoord versus andere overlijdens statistisch significant verschillend al naar gelang personen alleen wonen of minstens met 1 andere persoon een privé-huishouden vormen (tabel 15)? Voor de mannen zijn deze “odds-ratio's” in alle leeftijdsgroepen significant hoger bij alleenstaanden dan bij samenwoners. Bij vrouwen geeft geen enkele leeftijdscategorie een significante verhoogde OR. Vereenzaming is dus vooral bij mannen een invloedrijke factor voor zelfmoord.
Tabel 15: Overlijdens door andere oorzaken, overlijdens door zelfmoord, odds-ratio’s en 95%-betrouwbaar-heidsintervallen voor suïcide i.f.v. leefsituatie en leeftijdsgroep. Mannen en vrouwen, Vlaams Gewest, 1998.
Mannen Ovl.
Zm.
Vrouwen
OG
OR
BG
Ovl.
Zm.
OG
OR
BG
25-44 jaar Alleen Privé huishouden Andere Onbekend
200 620 31 12
85 180 20 4
1,07
1,46 1
2,00
62 458 23 6
17 76 3 3
0,86
1,65 1
3,05
45-64 jaar Alleen Privé huishouden Andere Onbekend
819 3.642 198 69
68 133 10 5
1,66
2,27 1
3,10
429 2.049 112 40
20 75 4 2
0,73
1,27 1
2,14
65-74 jaar Alleen Privé huishouden Andere Onbekend
1.098 6.003 536 111
22 57 4 3
1,22
2,11 1
3,52
1.026 2.685 479 58
9 25 1 1
0,39
0,94 1
2,10
75 jaar + Alleen Privé huishouden Instelling Andere Onbekend
2.347 8.185 3.363 44 199
36 57 7 0 0
1,41
2,20 1 0,30
3,41
4.359 6.446 8.634 216 260
15 15 6 0 0
0,67
1,48 1 0,30
3,25
0,11
0,66
0,09
0,81
Plaats van overlijden bij 65-plussers Wanneer de personen van 65 jaar of ouder, overleden in een bejaardentehuis, als basis worden beschouwd om te vergelijken met hun leeftijdsgenoten die thuis overleden, of op de openbare weg, dan komen interessante gegevens over zelfmoord aan het licht. Zowel bij mannen als bij vrouwen liggen de OR’s in 1998 en voorgaande jaren merkelijk hoger in twee situaties: nl. thuis en op de openbare weg. In 1998 overleden 135 mannen, ouder dan 65, op de openbare weg. Acht ten gevolge van zelfmoord (6%). Bij de vrouwen gaat het om 60 overlijdens waarvan 3 ten gevolge van zelfmoord (5%). Het analyseren van cijfers over een periode van zes jaar (1993-1998) brengt het volgende aan het licht (tabel 16). In deze periode is bij mannen die thuis overleden de kans dat zij zelfmoord pleegden versus een andere doodsoorzaak 6,8 maal hoger dan mannen die overleden in een bejaardentehuis. Bij vrouwen is dit voor dezelfde periode 7,7 maal hoger. Mannen die overleden op de openbare weg hebben een OR van 15,5 voor zelfmoord ten opzichte van mannen die overleden in een bejaardentehuis; vrouwen hebben een nog hogere OR: 130,3. Tabel 16: Plaats van overlijden bij zelfmoord leeftijdsgroep 65+. Mannen en vrouwen,Vlaams Gewest, 1993-1998.
Ovl. Thuis Bejaardentehuis Openbare weg
32.808 14.968 759
Zm.
Mannen OG
OR
BG
Ovl.
763 5,13 6,83 51 1 40 10,16 15,47
9,26
26.742 35.853 256
23,55
Zm.
Vrouwen OG OR BG
247 5,55 7,70 10,92 43 1 40 83,26 130,28 203,86
De analyse van plaats van overlijden en deze van leefsituatie duiden erop dat vereenzaming een rol kan spelen bij het plegen van zelfmoord bij bejaarden. Men mag echter niet uit het oog verliezen dat de gezondheidstoestand van bejaarden in rust- en verzorgingstehuizen over het algemeen slechter is dan van diegenen die nog thuis verblijven zodat zij waarschijnlijk minder in staat zijn om zelf een einde aan hun leven te maken. Dit blijkt ook uit de analyse van de leefsituatie bij 75-plussers (tabel 15). De OR van samenwonende bejaarden versus bejaarden in instellingen verschillen significant. Zowel mannen als vrouwen plegen relatief meer zelfmoord wanneer ze nog thuis wonen, zelfs wanneer ze samen met iemand een huishouden vormen. Vereenzaming lijkt in deze relatie dus minder een rol te spelen dan wel de mate van zelfstandigheid.
Zelfmoord en secundaire doodsoorzaken Het nieuwe overlijdenscertificaat staat toe naast de onmiddellijke en oorspronkelijke doodsoorzaak, ook nog bijkomende doodsoorzaken in te vullen. Dit jaar werd voor bijna 30% van de overlijdenscertificaten voor suĂŻcide een bijkomende doodsoorzaak ingevuld. Dit is bijna driemaal meer dan de vorige jaren, maar uiteraard nog steeds onvoldoende. Tabel 17 is dan ook slechts illustratief. Het is wel opvallend dat wanneer er een bijkomende doodsoorzaak werd opgegeven, dit in bijna 60% van de gevallen een depressieve aandoening betrof. Andere psychische aandoeningen en middelengebruik zijn respectievelijk tweede en derde grootste bijkomende oorzaken. Tabel 17: Bijkomende doodsoorzaken vermeld bij zelfmoord. Vlaams Gewest, 1998. ICD-10 code
Geen bijkomende doodsoorzaak opgegeven
Bijk. doodsoorzaak 1ste 2de 3de 743
256
43
Nieuwvormingen
C00-D48
6
7
0
Dementie
F00-F09
4
0
0
Middelen gerelateerd (drugs, alcohol, tabak, ...)
19
9
3
222
9
2
29
4
0
Ziekten van het zenuwstelsel
F10-F19, K70 (+ K86.0 en K292) F31-F33 (+ F41.2 en F92.0) F20-F30, F34F99 G00-G99
5
2
0
Ziekten van het hart-en vaatstelsel Ziekten van het ademhalingsstelsel (excl. acute infecties) Ziekten van het spijsverteringsstelsel Ziekten van het bewegingsstelsel Urogenitale aandoeningen
I00-I99 J40-J99 K00-K93 M00-M99 N00-N99
7 2 1 1 0
9 8 3 3 1
2 1 0 1 2
Lichamelijke letsels (incl. brandwonden)
2
1
0
Poly-intoxicatie
S00-S99, T00T35 T36-T50
6
2
1
Hulpvraag
Z00-Z99
9
3
3
6
2
5
319 1062
63
20
Depressie
Andere psychische aandoeningen
Andere Totaal (bijk. doodsoorzaken) Totaal aantal zelfmoorden
6.3. Verkeersongevallen in Vlaanderen Hooft P .*, Van Hoorebeeck B. ** *Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Gezondheidszorg, team Beleidsevaluatie **Belgisch Instituut voor de Verkeersveiligheid, afdeling Onderzoek en Advies
Samenvatting In deze bijdrage wordt de problematiek van de verkeersongevallen in Vlaanderen belicht vanuit twee verschillende gegevensbronnen: de statistische verwerking van de berichten van overlijden door de administratie Gezondheidszorg van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, enerzijds, en de analyse van de politionele registratie van letselongevallen in het verkeer door het Belgisch Instituut voor de Verkeersveiligheid (BIVV), anderzijds. Alhoewel beide gegevensbronnen omwille van verschillen in inclusiecriteria, methodiek en volledigheid niet zomaar mogen worden geïntegreerd, kunnen ze grotendeels wel als complementair worden aanzien. In 1998 registreerden de politiediensten op het wegennet van het Vlaamse Gewest voor het tweede jaar op rij een toename van het aantal letselongevallen en het aantal daarbij betrokken slachtoffers. In een ruimer tijdsperspectief zijn deze aantallen wel afgenomen, doch de winst situeert zich in hoofdzaak in de eerste helft van het decennium. Sinds 1990 is het aantal doden en zwaargewonden met 34,7% afgenomen en het aantal lichtgewonden met 8,9%. Verhoudingsgewijs worden motorrijders en voetgangers het zwaarst gewond (respectievelijk 29,3% en 25,4% doden of zwaargewonden). Tweeënveertig procent van de slachtoffers van letselongevallen in het verkeer situeert zich in de leeftijdsgroep 15-29 jaar, terwijl deze leeftijdsgroep slechts een vijfde van de bevolking uitmaakt. De verkeersongevallensterfte nam ook volgens de overlijdensstatistiek in vergelijking met 1997 toe, doch deze toename wijkt niet merkbaar af van de toevalsschommelingen die kunnen worden verwacht rond een globaal dalende trendlijn. De sterfte bij mannen is significant hoger dan bij vrouwen (voor de geaggregeerde periode 1994-1998: OR 2,98 (2,79;3,18)). Bij de twintigers kwamen in 1998 ongeveer 1 man op 2.200 en 1 vrouw op 9.250 om het leven bij een verkeersongeval en in deze leeftijdsgroep maken verkeersdoden respectievelijk 44% van de sterfte bij de mannen en 30% van de sterfte bij de vrouwen uit.
6.3.1. Inleiding Verkeersongevallen zijn een belangrijke oorzaak van morbiditeit en mortaliteit en hebben een aanzienlijk kostenplaatje. Voor de hele Europese Unie wordt het jaarlijks aantal verkeersslachtoffers geraamd op meer dan anderhalf miljoen en de jaarlijkse kosten voor de gemeenschap op meer dan 70 miljard Euro (2.824 miljard frank) (7). In België werd de gemiddelde kost van een verkeersongeval met letsel in 1990 als volgt geraamd: per dode 17 miljoen frank (waarvan 14 miljoen in termen van productiviteitsverlies, 630.000 frank verlies van menselijke waarde en 2,4 miljoen voor materiële schade en gezondheidszorg), per zwaargewonde 2 miljoen frank en per lichtgewonde 50.000 frank (2). Louter geïndexeerd, kunnen de totale kosten door verkeersongevallen met menselijke schade in Vlaanderen in 1998 aldus worden geraamd op meer dan 890 miljoen Euro (36 miljard frank). Eén van de vijf Vlaamse gezondheidsdoelstellingen voor de periode 1998-2002 stelt dat het aantal dodelijke ongevallen in het verkeer (en in de privé-sfeer) tegen 2002 met 20% moet afnemen. De belangrijkste en wellicht betrouwbaarste bron van informatie inzake de verkeersongevallensterfte is de verwerking van de berichten van overlijden. Hierin zijn de overlijdens opgenomen van residenten van het Vlaamse Gewest die in het Vlaamse Gewest of het Brussels Hoofdstedelijk Gewest zijn overleden na een verkeersongeval. Deze overlijdensstatistiek laat omwille van zijn aard evenwel maar een klein topje van de ijsberg zien, aangezien hierin in principe vooral de zwaardere ongevallen voorkomen.
Het Belgisch Instituut voor de Verkeersveiligheid (BIVV) volgt daarom de ontwikkeling van de verkeersongevallencijfers aan de hand van een andere bron, met name de politionele statistiek van letselongevallen (1). De basis hiervoor is het registratieformulier dat naar aanleiding van een verkeersongeval met lichamelijk letsel door rijkswacht of politie wordt ingevuld en aan het Nationaal Instituut voor de Statistiek (NIS) wordt overgemaakt. Het gaat om slachtoffers van verkeersongevallen met gewonden op het wegennet van het Vlaamse Gewest, ongeacht de herkomst van het slachtoffer. Voor de doden wordt bovendien een tijdsperiode van 30 dagen gehanteerd. Het voordeel van deze registratie is dat ze ook informatie biedt over de niet-dodelijke ongevallen en over de omstandigheden van het ongeval. De betrouwbaarheid ervan hangt echter in grote mate af van de volledigheid van de registratie (bias door onderrapportering) en de kwaliteit van de informatie omtrent de aanwezigheid van letsels en de ernst daarvan. Zo bleek uit een diepteonderzoek verricht door Mens en Ruimte, dat van 120 gerechtelijke dossiers er 14 dodelijke ongevallen niet in het NIS-bestand waren weergegeven (17). De politionele registratie wordt daarom gecorrigeerd op basis van informatie ingewonnen bij de parketten, waardoor gewonden die overlijden binnen de 30 dagen na het ongeval nog als doden kunnen worden geregistreerd. Alleen al omwille van de verschillen in inclusiecriteria, geven de overlijdensstatistiek en de gecorrigeerde politionele statistiek een verschillend beeld inzake de dodentol door verkeersongevallen. Bovendien dient bij een tijdsanalyse van de sterftestatistiek ook voor ogen gehouden dat vóór 1998, van de residenten van het Vlaamse Gewest die stierven in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest, alleen deze geïncludeerd werden waarvoor een Nederlandstalig overlijdensbericht werd ingevuld.
6.3.2. De sterfte door verkeersongevallen (overlijdensstatistiek) In 1998 werden 779 doden door verkeersongevallen met motorvoertuig geregistreerd, 19 meer dan in 1997 en voor nagenoeg driekwart mannen. Hierdoor gingen in totaal 27.522 potentiële levensjaren (0-74 jaar) verloren, 7,53 per 1.000 persoonsjaren bij de mannen en 2,4 per 1.000 persoonsjaren bij de vrouwen. De brutosterfte per 100.000 inwoners bedroeg voor de mannen 19,7 en voor de vrouwen 6,7. In een ruimer tijdskader geplaatst, is de verkeersongevallensterfte de laatste 5 jaar progressief afgenomen, zeker wanneer rekening wordt gehouden met de verkeersintensiteit die in die periode met 9,6% is toegenomen van 45,4 tot 49,8 miljard voertuigkilometer (figuren 13 en 14). De leeftijdsspecifieke odds-ratio is voor alle leeftijden in het nadeel van de mannen (figuur 15); globaal bedraagt deze ratio voor de geaggregeerde periode 1994-1998 2,98 (2,79;3,18). Figuur 13: Naar leeftijd gestandaardiseerde sterfte (0/0000) door verkeersongeval met motorvoertuig (standaard = 1998). mannen
30
vrouwen 25 20 15 10 5 0 1994
1995
1996
1997
1998
Figuur 14: Naar leeftijd en geslacht gestandaardiseerde sterfte door verkeersongeval met motorvoertuig (standaard = 1998, 1994 = 100, m+v). per 100.000 inwoners 100
per 100.000 inwoners en miljard voertuigkilometers
95 90 85 80 75 70 65 60 55 50 1994
1995
1996
1997
1998
Figuur 15: Leeftijdsspecifieke odds-ratio (m/v) voor sterfte door verkeersongeval met motorvoertuig, 1994 - 1998. 10,00
1,00 0-4
5-9
10-14 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70-74 75-79 80-84 85-++
UL OR 0,10
LL
Sinds 1998 is een nieuw statistisch overlijdensbericht in voege, waarop ook het tijdstip van het ongeval kan worden ingevuld. Dit gegeven was in 1998 gekend voor 97% van de sterfgevallen (figuur 16). Achtentwintig procent van de dodelijke ongevallen gebeurde ‘s nachts (tussen 22u en 6u) en 39% tijdens het weekend (van vrijdagavond 22 uur tot maandagochtend 6 uur). Van de dodelijke weekendongevallen gebeurde 41% ‘s nachts, terwijl dit gedurende de week slechts 21% was. Na correctie voor het aantal 'blootstellingsuren' (24 weekendnachturen, 32 weeknachturen, 32 weekenddaguren en 80 weekdaguren per week), blijkt het aantal dodelijke ongevallen overdag ongeveer gelijk te zijn tijdens de week en het weekend (4,25 versus 5 per ‘blootstellingsuur’), terwijl dit cijfer voor ongevallen ‘s nachts in het weekend beduidend hoger ligt dan in de week (4,5 versus 2,75 per ‘blootstellingsuur’). Bij de mannelijke slachtoffers overleed 42% bij een weekendongeval, bij de vrouwen was dit 31%.
Figuur 16: Aantal doden door verkeersongevallen met motorvoertuig naar tijdstip van het ongeval.
100 90
mannen vrouwen
80 70 60 50 40 30 20 10 0 0-3
3-6
6-9
9-12
12-15
15-18
18-21
21-24
De mediane leeftijd van de doden door een verkeersongeval overdag was tijdens de week 40 jaar en in het weekend 31,5 jaar; voor ongevallen gedurende de nacht was dit 33 jaar tijdens de week en 24 jaar in het weekend. Zesentachtig procent van de verkeersdoden overleefde het ongeval niet langer dan 24 uur en 96,4% overleed binnen de 30 dagen.
6.3.3. Verkeersongevallen met lichamelijke schade (politionele registratie) Via de politionele registratie noteerde het Belgisch Instituut voor de Verkeersveiligheid in 1998 op het wegennet van het Vlaamse Gewest 33.581 letselongevallen met in totaal 47.139 slachtoffers, respectievelijk 531 en 663 meer dan in 1997, dat op zijn beurt al hoger scoorde dan 1996. Vermoedelijk speelt een verbeterde registratie een vertekenende rol, doch het is niet gekend in welke mate. Bijna 84% van de slachtoffers raakte lichtgewond (<24 uren ziekenhuisopname), 14,5% werd zwaargewond en 1,8% overleed binnen de 30 dagen. Het aantal doden (30 dagen) bedroeg 855, terwijl hiervoor uit de analyse van de overlijdensstatistiek een cijfer van 726 naar voor kwam. Mannen maken 57% van de verkeersslachtoffers uit en 65% van de dodelijk of zwaargewonden. Ten opzichte van 1994 is het aantal letselongevallen afgenomen met 599 eenheden (-1,75%) en het aantal slachtoffers met 586 (-1,2%). In verhouding tot de verkeersintensiteit is de afname wel aanzienlijker (respectievelijk -10,4% en -9,9%), maar ook daar uitsluitend gerealiseerd in 1995 en 1996 (figuren 17 en 18). De eerder geringe afname in absolute cijfers verbergt een duidelijke verschuiving in de ernstgraad van de letsels: het aantal doden nam in periode 1994-1998 af met 111 eenheden (-11,5%) en het aantal zwaargewonden met 1.981 eenheden (-22,5%), terwijl het aantal lichtgewonden toenam met 1.506 eenheden (+4%). Daarmee steeg de proportie lichtgewonden van 79,5% naar 83,7% (figuur 19). Bij de mannen werd 18,7% zwaargewond of gedood, bij de vrouwen was dit 13,3%.
Figuur 17: Aantal letselongevallen en slachtoffers per miljard voertuigkilometer. 1100 1050 1000 950 900 850
letselongevallen slachtoffers
800 750 700 650 600 1994
1995
1996
1997
1998
Figuur 18: Evolutie van het aantal letselongevallen en het aantal slachtoffers per miljard voertuigkilometer (1994 = 100, m+v). 100 98 96 94 92 90 88 86 84 82 80 1994
letselongevallen slachtoffers
1995
1996
1997
1998
Figuur 19: Verkeersslachtoffers naar ernst, 1994 en 1998. De hoogste dodentol wordt gezien bij de voetgangers en de motorrijders (respectievelijk 4,1% en 3,5%) en deze weggebruikers worden verhoudingsgewijs ook vaker zwaargewond (respectievelijk 21,4% en 25,8%). In absolute cijfers is het aantal zwaar- of dodelijk gewonden de laatste vijf jaar het sterkst afgenomen bij de voetgangers en de fietsers (respectievelijk -29% en -25%), terwijl ook bij de inzittenden van personenwagens een afname met 24% werd genoteerd (tabel 18). Deze afname is duidelijk minder uitgesproken bij motorrijders (-15%) en bromfietsers (-10%). Hierbij dient wel voor ogen gehouden dat het aantal ingeschreven motorfietsen de laatste jaren zeer sterk is toegenomen (+146% op 10 jaar tijd); over de evolutie van het aantal bromfietsen zijn sinds 1989 geen cijfers meer beschikbaar.
1,8%
2,0% 14,5% 18,5%
79,5%
83,7%
doden
zwaargewonden
lichtgewonden
Tabel 18: Doden en zwaargewonden naar type weggebruiker.
Voetganger Fiets
1994
1995
1996
1997
1998
% 98/94
698
589
567
521
496
-28,94
1.417
1.324
1.109
1.165
1.067
-24,70
Bromfiets
978
850
847
857
885
-9,51
Motorfiets
749
762
699
619
635
-15,22
5.540
4.720
4.395
4.447
4.229
-23,66
370
352
342
360
356
-3,78
Personenwagen (mini-)bus, car, vrachtwagen
Op provincie-, gewest- en gemeentewegen nam het aantal doden en zwaargewonden bij ongevallen buiten de bebouwde kom in de laatste 5 jaar af met 21% en in de bebouwde kom met 26%. Op de autosnelwegen nam dit aantal in diezelfde periode slechts af met 6%. Hierbij dient wel voor ogen gehouden dat de verkeersintensiteit (uitgedrukt in aantal voertuigkilometer) beduidend sterker is toegenomen op de autosnelwegen dan op de gewest-, provincie- en gemeentewegen (voor BelgiĂŤ als geheel en ten opzichte van 1975: maal vier op de autosnelwegen, maal 2 op de gewest- en provinciewegen en maal 1,7 op de gemeentewegen (1). Uitgedrukt in verhouding tot de lengte van het wegennet, vielen in 1998 in Vlaanderen op de autosnelwegen 90 doden of zwaargewonden per 100 km te betreuren, op de gewest- en provinciewegen 60.
6.3.4. Predicties Een van de gezondheidsdoelstellingen voor Vlaanderen 1998-2002 luidt dat het aantal verkeersdoden (en doden bij ongevallen in de privĂŠ-sfeer) tegen 2002 met 20% moet zijn afgenomen. Uitgaande van de sterftestatistiek van 1998 betekent dit, dat in 2002 nog 623 verkeersdoden zouden mogen worden opgetekend. Indien de bevolking evolueert volgens de MIRA2- projectie (18), komt het brutosterftecijfer door verkeersongevallen dan in 2002 uit op 10,4 per 100.000 inwoners. Wanneer men vertrekt van een hypothese waarbij de leeftijdsspecifieke ongevallensterfte in de periode 1998-2002 gelijk blijft aan deze in 1998, dan geeft de verwachte demografische evolutie in 2002 aanleiding tot een lichte toename van het aantal verkeersdoden met 9 eenheden (582 mannen en 206 vrouwen). Vertrekt men daarentegen van de hypothese dat de leeftijdsspecifieke sterfte zich in de komende 5 jaar zal voortzetten volgens een logaritmische trend berekend op basis van de voorbije 5 jaar (figuur 20), dan neemt het aantal verkeersdoden tegen 2002 met 96 eenheden af tot 683 (509 mannen en 174 vrouwen), hetzij 12%.
Figuur 20: Naar leeftijd gestandaardiseerde sterfte (0/0000) door verkeersongeval met motorvoertuig (standaard = 1998), trendlijn. 30
mannen vrouwen
25
y = -3,2027Ln(x) + 24,259 R2 = 0,9196
20 15 y = -1,1882Ln(x) + 8,3418
10
R2 = 0,7956
5 0 1994
1995
1996
1997
1998
Literatuurlijst 1.
Belgisch Instituut voor de Verkeersveiligheid (1998): Jaarverslag verkeersveiligheid. BIVV, Brussel.
2.
Belgisch Instituut voor Gezondheidseconomie (1994): Verkeersongevallen: een probleem voor de volksgezondheid met individuele, sociale en economische gevolgen. BIGE-Briefing nr. 6.
3.
Bron B, Strack M, Rudolph G: Childhood experiences of loss and suicide attempts, significance in depressive states of major depressed and dysthymic or adjustment disordered patients. Journal of affective disorders, 23, 1991, 165 - 172.
4.
Crombie IK: Trends in suicide and unemployment in Scotland 1976-86. BMJ, 1989, 298, 782 - 784.
5.
Crombie IK: Can changes in the unemployment rates explain the recent changes in suicide rates in the developed countries? Int J Epidemiol, 1990, 19, 412 - 416.
6.
Diekstra R: Suicide and parasuicide. A global perspective. Arch Public Health, 1990, 48, 141- 166.
7.
European Commission (1992): White paper on transport policy. COM 92/494.
8.
Fleiss JL: Statistical Methods for Rates and Proportions. New York, 1981, 2nd edn., John Wiley.
9.
Gullentop L: Suïcide en suïcide pogingen bij jongeren in Vlaanderen, een inventariserend rapport in opdracht van de Koning Boudewijn-stichting 1990.
10.
Halfon O: La conduite suicidaire de l’adolescent. Méd et Hyg, 1995, 53, 1856-1858.
11.
Hawton K, Fagg J, Platt S, et al.: Factors associated with suicide after parasuicide in young people. BMJ, 1993, 306, 1641-4.
12.
Humblet P, Lagasse R, Moens G, Van de Voorde H, Wollast E: Atlas van de vermijdbare sterfte in België 1974-1978. Atlas de la mortalité évitable en Belgique. 1986.
13.
Korhonen T, et al: Quit and Win contest 1994. Evaluation in three countries. European Journal of Public Health, 1998, 8, 150-153.
14.
Lagasse R, Humblet PC, Hooft P, Van de Voorde H, Wollast E: Atlas of avoidable mortality in Belgium '80-'84. Arch Public Health, 1992, 50, 1-97.
15.
Levêque A, Humblet PC, Lagasse R: Atlas de la mortalité évitable en Belgique 1985 - 1989. Arch Public Health, 1999, 57, 1-87.
16.
Mc Loone P: Suicide and deprivation in Scotland. BMJ, 1996, 312, 543 - 544.
17.
Mens en Ruimte (1997): Diepteonderzoek van dodelijke verkeersongevallen in België. BIVV, Brussel.
18.
Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Management information system, kubus. MIRA2- projecties 1995-2010.
19.
M oens GFG: The reliability of reported suicide mortality statistics: an experience from Belgium. Int J Epidemiol, 1985, 14, 272 - 75.
20.
Moens GFG: Aspects of the epidemiology and prevention of suicide. Acta Biomedica Lovaniensa 28 1990 (thesis submitted in fulfilment of the requirements for the degree of “doctor in de Medische Weten schappen”).
21.
Moser KA, Fox AJ, Jones DR: Unemployment and mortality in the OPCS longitudinal study. Lancet, 1984, ii, 1324 - 1328 (geciteerd door Crombie I.K.).
22.
Nordentoft M, Breum L, Munck LK, et al.: High mortality by natural and unnatural causes: a 10-year follow-up study of patients admitted to a poisoning treatment centre after suicide attempts. BMJ, 1993, 306, 1637- 1641.
23.
O’Hara, et al.: Early and late weight gain following smoking cessation in the Lung Health Study. American Journal of Epidemiology, 1998, 148, 9, 821-830.
24.
Peto R, Lopez AD, Boreham J, Thun M, Heath C Jr: Mortality from tobacco in developed countries: indirect estimation from national vital statistics. Lancet, 1992, 339, 1268 - 1278.
25.
Prescott E, Osler M, Vestbo J: Importance of detailed adjustment for smoking when comparing hospitalization and mortality in men and women in a Danish poulation study. European Journal of Public Health, 1998, 8, 166-169.
26.
Romeder JM, McWhinnie JR: Potential years of lost between ages 1 and 70: An indicator of prema ture mortality for health planning. Int J Epidemiol, 1977, 6, 143 - 151.
27.
Strasser T.: Morbidity and mortality information on old age: comments on availability, validity and comparability. In Feinleib M, ed. Vital and Health Statistics N.C.H.S., 1991.
28.
Thun M, Colditz G: Invited commentary on “Early and late weight gain following smoking cessation in the Lung Health Study”. American Journal of Epidemiology, 1998, 148, 9, 831-832.
29.
Van Oyen H, Aelvoet W, Tafforeau J: Overlijdenspatroon in het Vlaamse Gewest. Tijdschrift Geneeskunde, 1993, 49, 821-8.
Deel 2 Geboorte, doodgeboorte, kindersterfte 1. Inleiding Zoals bovenvermeld beschrijft dit document de geboorten en de foeto-infantiele mortaliteit voor het Vlaams Gewest in 1998. De voornaamste bedoeling ervan is een aantal determinanten en beleidsrelevante indicatoren m.b.t. foetoinfantiele sterfte voor te stellen. Enkel de geboorten en sterfgevallen van residenten in het Vlaams Gewest worden besproken. In 1998 werden er 62.877 geboorten gemeld, waarvan 259 doodgeboren kinderen en 319 kinderen overleden vóór de leeftijd van één jaar. Voor 1997 bedroegen deze cijfers respectievelijk 62.498, 289 en 309. Hierbij dient opgemerkt dat wij dit jaar alle Brusselse gegevens verwerkten en er op die manier een aantal “Vlaamse” geboorten, die zich in Brussel voordeden, gerecupereerd werden. Een onderbouwing van deze veronderstelling vinden wij bij het Studiecentrum voor Perinatale Epidemiologie (SPE), dat in het jaar '98 maar 62.222 geboorten registreerde. Dit cijfer bevat alle geboorten in de Vlaamse kraamafdelingen en in 2 Brusselse ziekenhuizen, naast ongeveer de helft van de thuisbevallingen in Vlaanderen, circa een percent van alle geboorten.
2. Doodgeboorte en kindersterfte 2.1. Materiaal en methoden 2.1.1. Gegevens De gegevensstroom die begint bij de geboorte, de doodgeboorte of het overlijden van een kind minder dan één jaar en eindigt bij de registratie van die gebeurtenis, is nog steeds dezelfde als deze beschreven in de publicatie: “Geboorte, perinatale sterfte en kindersterfte, 1987”. (12). De enige, maar belangrijke wijziging op dit schema is het gecentraliseerd coderen in Vlaanderen sinds 1993. Ondanks het uitvoeren van een aantal controles en verbetering van vastgestelde onnauwkeurigheden, blijft omzichtigheid geboden m.b.t. de zwangerschapsduur en andere sociaal-demografische en medische gegevens op de certificaten. Ook de validiteit van de oorspronkelijke doodsoorzaak moet in geval van een foetoinfantiel overlijden met omzichtigheid behandeld worden. 2.1.2. Definities Studies hebben aangetoond dat perinatale sterftecijfers tot 50% kunnen verschillen afhankelijk van de gebruikte definities. Daarom is in elk rapport over perinatale sterfte het aangeven van de gevolgde definities noodzakelijk (5)(4). Zoals vorig jaar worden de definities onder de vorm van een schema (figuur 1) weergegeven. Meer uitgebreide definities worden als bijlage verstrekt. 2.1.3. Tellers, noemers en cijfers De tellers Voor de mortinataliteit (DG) bestaat de teller uit het aantal doodgeboren kinderen. Voor de neonatale sterfte is dit het aantal levendgeboren kinderen dat overlijdt gedurende de eerste 27 verstreken levensdagen. Voor de vroegneonatale sterfte (VN) is deze periode beperkt tot de zes eerste verstreken levensdagen. Voor de kindersterfte (KS) wordt de teller gevormd door het aantal levendgeboren kinderen dat overlijdt vóór de eerste verjaardag. Voor de postneonatale sterfte (PN) is dit het verschil tussen de tellers van de kindersterfte en de neonatale sterfte. Voor de perinatale sterfte (PE) is dit de som van de tellers van de mortinataliteit en de vroegneonatale sterfte. De noemers Voor de mortinataliteit en de perinatale sterfte is dit de som van het aantal doodgeboren + het aantal levendgeboren kinderen. Voor de andere sterftecijfers geldt alleen het aantal levendgeboren kinderen. De cijfers Al deze tellers en de bijbehorende noemers hebben betrekking op gebeurtenissen van het bestudeerde kalenderjaar. De noemer die voor de verschillende cijfers gebruikt wordt, is gebaseerd op het aantal levend- en doodgeboren kinderen in 1998 waarvan de moeder in het Vlaams Gewest verblijft. Voor de teller stelt zich een probleem: een aantal gevallen van kindersterfte van kinderen geboren in 1997 doen zich voor in 1998 en een aantal gevallen van kindersterfte van kinderen geboren in 1998 doen zich voor in 1999. Bij de gebruikelijke manier van berekening van de verschillende cijfers wordt verondersteld dat deze aantallen identiek zijn of tenminste een goede benadering zijn van de meer correcte cohortenmethode (14). Wellicht is het verschil tussen beide methodes niet substantieel en laat de gevolgde methode een tijdwinst toe van een jaar wat niet onbelangrijk kan zijn vanuit het standpunt van vlugge feedback naar de zorgverstrekkers en informatie naar het beleid toe. 2.1.4. Methoden Volgende gegevens uit de formulieren voor aangifte van een geboorte of een overlijden vóór de leeftijd van één jaar werden in deze analyse gebruikt: • datum en tijdstip van geboorte en eventueel overlijden; • geslacht; • enkelvoudige of meervoudige geboorte; • geboortegewicht en duur van de zwangerschap; • oorspronkelijke doodsoorzaak; • leeftijd en nationaliteit van de moeder; • sociale beroepsgroep en opleidingsniveau van de vader; • sociale beroepsgroep en opleidingsniveau van de moeder; • burgerlijke staat van de moeder; • gezinstoestand van de moeder.
2.3. Determinanten van foeto-infantiele mortaliteit Vermits de discussie over de limiet van leefbaarheid in geval van extreme vroeggeboorte (1) nog niet gesloten is, leek het ons nuttig in dit hoofdstuk ook de gegevens over kinderen met een geboortegewicht van minder dan 500 g te vermelden. In tegenstelling tot vorige jaren werden exacte betrouwbaarheidsintervallen van de oddsratio’s berekend. Hogere leeftijd van de moeder (vooral indien het een eerste zwangerschap betreft), lagere beroepsgroep van de vader, Noord-Afrikaanse of Turkse nationaliteit, ongehuwde moeder, meervoudige zwangerschap, mannelijk geslacht en congenitale afwijkingen zijn vaak vermelde risicofactoren die de zwangerschapsuitkomst nadelig beïnvloeden (8)(9)(10)(11). Eenmaal het kindje geboren is, zullen vooral de prematuriteit/dysmaturiteit (13) en congenitale afwijkingen de kindersterfte bepalen. In de volgende paragrafen zullen de gegevens van 1998 hieraan getoetst worden. De nieuwe modellen van certificaten bevatten een aantal nieuwe sociaal-demografische variabelen, onder meer de gezinstoestand van de moeder, de huidige en oorspronkelijke nationaliteit van de moeder, de opleiding van vader en moeder. Indien de oorspronkelijke nationaliteit van de moeder ontbreekt maar de huidige gekend is, wordt de huidige nationaliteit als oorspronkelijke nationaliteit genomen. 2.3.1. Leeftijd van de moeder Tabel 2 geeft de relatie weer tussen de leeftijd van de moeder en een foeto-infantiel overlijden. In tegenstelling tot vorige jaren en vermoedelijk omwille van de kleiner wordende aantallen, kunnen er nu geen significante verschillen meer aangetoond worden, hoewel in de leeftijdsgroep 18-19 j. de probabiliteit van een odds-ratio groter dan één 0.0736 bedraagt (tabel 2). Tabel 2: Leeftijd van de moeder en zwangerschapsuitkomst. Vlaams Gewest, 1998. DG
VN
LN
PN
FI
Levend Totaal
< 18 j. 18 j. - 19 j. 20 j. - 34 j. 35 j. + Onbekend
1 5 217 34 2
0 2 137 13 0
0 2 42 4 0
2 6 98 13 0
3 15 494 64 2
257 976 55.071 5.993 2
Totaal
259
152
48
119
578
62.299 62.877
260 991 55.565 6.057 4
OG
OR
BG
0,27 0,95
1,30 1,71 1 1,19
3,87 2,87
0,90
1,55
2.3.2. Meervoudige zwangerschap Meervoudige zwangerschap brengt een sterk verhoogd risico mee (tabel 3). Tabel 3: Enkel- en meervoudige zwangerschappen en zwangerschapsuitkomst. Vlaams Gewest, 1998. DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
Eénlingen Tweelingen Drielingen
230 28 1
118 32 2
46 2 0
109 10 0
503 72 3
60.008 2.237 54
60.511 2.309 2,95 57 1,32
1 3,84 6,63
4,94 20,53
Totaal
259
152
48
119
578
62.299
62.877
2.3.3. Geslacht In tegenstelling tot vorige jaren lijkt het risico voor doodgeboorte of kindersterfte nagenoeg identiek voor beide geslachten (tabel 4). De vorige jaren toonde de evolutie van de foeto-infantiele sterftecijfers, gecorrigeerd voor gewichtsklasse en geslacht, nochtans een blijvende invloed van het mannelijk geslacht op de sterfte. Deze schijnbare evolutie naar een meer evenwichtige en lagere foeto-infantiele sterfte voor beide geslachten zal de volgende jaren bevestigd moeten worden.
Tabel 4: Geslacht en zwangerschapsuitkomst. Vlaams Gewest, 1998. DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
Jongens Meisjes Onbepaald Onbekend
126 132 1 0
79 72 1 0
21 27 0 0
65 54 0 0
291 285 2 0
32.137 30.160 0 2
32.428 0,81 30.445 2 2
0,96 1
1,13
Totaal
259
152
48
119
578
62.299
62.877
2.3.4. Sociale beroepsgroep van de ouders De sociale beroepsgroepen, zoals ze voorkomen op de verschillende certificaten, vormen op het eerste zicht een weinig bruikbare determinant. We hebben hier gepoogd om ze tot een kleiner aantal van hopelijk meer betekenisvolle categorieën terug te brengen. Daarbij werden met name de groepen “werkgever”, “zelfstandige” en “bediende”samengevoegd onder de naam “witte boord”en de groepen “arbeider”en “helper”onder die van “blauwe boord”. In de groep “witte boorden”ligt het risico op kindersterfte significant lager dan in de andere groepen. Alleen de groepen “andere”en “onbekend, vader niet vermeld”maken hierop een uitzondering. Voor deze laatste groep is dit vermoedelijk omwille van de relatief kleine getallen (tabel 5). Op eenzelfde manier als voor de vader werd een hergroepering doorgevoerd van de sociale beroepsgroepen van de moeder. Opnieuw worden er duidelijke verschillen in kindersterfte genoteerd in functie van de sociale beroepsgroep. In de groep “witte boorden” ligt het risico op kindersterfte significant lager dan in de andere groepen. Zoals voor de sociale beroepsgroep van de vader maakten alleen de groepen met relatief kleine aantallen hierop een uitzondering.
Tabel 5: Sociale beroepsgroep van de ouders en zwangerschapsuitkomst. Vlaams Gewest, 1998.
Vader Witte boord Blauwe boord Andere Zonder Onbekend 1 (*) Onbekend 2 (**) Totaal
Moeder Witte boord Blauwe boord Andere Zonder Onbekend 1 (*) Onbekend 2 (**) Totaal
VN LN PN
KS
Levend
Totaal
48 24 0 43 3 1
142 70 0 98 5 4
38.994 10.762 108 11.886 450 99
39.136 10.832 108 11.984 455 103
48 119
319
62.299
62.618
VN LN PN
KS
Levend
48 53 0 9 9 0
140 128 0 25 25 1
48 119
319
70 35 0 45 2 0 152
70 58 0 12 12 0 152
24 11 0 10 0 3
22 17 0 4 4 1
(*) Onbekend 1 = vader vermeld (**) Onbekend 2 = vader niet vermeld
OG
ORk
BG
1,32 0,00 1,73 0,97 2,93
1 1,79 1,77 2,26 3,05 11,09
2,40 9,66 2,95 7,34 29,92
Totaal
OG
ORk
BG
33.722 24.187 88 2.247 1.903 152
33.862 24.315 88 2.272 1.928 153
0,99 0,00 1,67 1,97 0,04
1 1,27 1,91 2,68 3,16 1,58
1,63 10,45 4,13 4,88 9,10
62.299
62.618
2.3.5. Hoogst voltooide opleiding of hoogst behaald diploma van de ouders Iemands opleidingsgraad wordt beschouwd als een goede indicator voor zijn sociaal-economische status (7). Het is de eerste maal dat dergelijke variabelen op een certificaat worden opgenomen. Het zeer hoog aantal “onbekenden”en mogelijke verstoring door onder meer leeftijd, sociale beroepsgroep en nationaliteit maken interpretatie niet eenvoudig. Toch blijkt dat het volgen van “hoger onderwijs”door vader of moeder geassocieerd is met een lager risico op een foeto-infantiel overlijden. Tabel 6: Opleidingsniveau van de moeder en zwangerschapsuitkomst Vlaams Gewest, 1998.
Moeder Geen Lager onderwijs Lager secundair (B) Lager secundair (T) Lager secundair (A ) Hoger secundair (B) Hoger secundair (T) Hoger secundair (A ) Hoger,korte type Hoger lang,univ. Onbekend Andere Totaal
DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
9 19 26 4 18 24 21 49 31 14 44 0 259
0 6 10 2 7 23 23 25 29 6 21 0 152
1 4 0 2 5 6 3 12 7 5 3 0 48
2 4 12 4 8 13 12 13 17 9 23 2 119
12 33 48 12 38 66 59 99 84 34 91 2 578
663 1.537 3.882 1.475 2.231 7.914 6.564 9.787 15.533 8.816 3.712 137 62.251
675 1.570 3.930 1.487 2.269 7.980 6.623 9.886 15.617 8.850 3.803 139 62.829
9,11 9,02 5,14 4,19 7,25 3,38 3,67 4,00 2,16
4,23 0,44
4,69 5,57 3,21 2,11 4,42 2,16 2,33 2,62 1,40 1 6,36 3,78
9,74 15,02
DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
6 17 20 8 11 17 33 29 14 16 88 0
0 3 13 4 5 21 29 16 17 11 33 0
1 2 1 4 4 2 9 5 8 5 7 0
0 3 17 6 5 15 16 8 13 12 24 0
7 25 51 22 25 55 87 58 52 44 152 0
573 1.549 4.359 3.273 1.794 7.803 10.472 6.158 9.639 10.997 5.443 190
580 1.574 4.410 3.295 1.819 7.858 10.559 6.216 9.691 11.041 5.595 190
3,05 4,03 2,92 1,68 3,48 1,76 2,08 2,35 1,35 1 6,98 0,92
6,87 6,76 4,49 2,87 5,83 2,68 3,06 3,57 2,06
259
152
48
119
578
62.250
62.828
2,42 3,44 2,02 0,99 2,70 1,41 1,50 1,76 0,93
Frequency Missing = 48
Vader Geen Lager onderwijs Lager secundair (B) Lager secundair (T) Lager secundair (A ) Hoger secundair (B) Hoger secundair (T) Hoger secundair (A ) Hoger,korte type Hoger lang,univ. Onbekend Andere Totaal
1,15 2,36 1,91 0,96 2,04 1,16 1,43 1,56 0,88 4,95 0,00
10,01 5,11
Frequency Missing = 49
2.3.6. Congenitale afwijkingen Zoals blijkt uit tabel 7, is een congenitale afwijking een uiterst sterke determinant van foeto-infantiele mortaliteit. Waar vorig jaar een OR van meer dan 60 werd genoteerd, bedraagt hij dit jaar ongeveer 27. Toch is dit een moeilijk hanteerbare determinant vermits de registratie ervan vrij gebrekkig is (6)(2). Het grote probleem hierbij is onderregistratie (3). Deze is daarenboven niet dezelfde voor geboorte en kindersterfte omdat in een aantal gevallen een afwijking pas vastgesteld wordt nadat het geboortecertificaat al ingevuld is en vóór het overlijden optrad. Het is waarschijnlijk dat de lagere letaliteit toe te schrijven is aan een betere registratie: vanaf dit jaar beschikken we immers over de medische gegevens van het SPE , dat de congenitale afwijkingen uitvoerig en via gesloten vragen registreert. Voor 1997 registreerden we 180 foeto-infantiele sterfgevallen op 537 kinderen met congenitale afwijkingen en bedroeg het totaal aantal geboorten 62.498. Dit jaar bedroegen deze cijfers respectievelijk 142, 897 en 62.877.
Tabel 7: Zwangerschapsuitkomst in functie van (een) vermelde congenitale afwijking(en). Vlaams Gewest, 1998. DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
Congenitaal + Congenitaal -
32 227
59 93
22 26
29 90
142 436
755 61.544
897 21,52 26,54 32,60 61.980 1
Totaal
259
152
48
119
578
62.299
62.877
2.3.7. Huidige en oorspronkelijke nationaliteit van de moeder Ook hier werd een hergroepering doorgevoerd. Naast de Belgische werden ook de Marokkaanse en Turkse nationaliteit, die in het verleden al meermaals werden bestudeerd (11), geïndividualiseerd. De nationaliteit van de moeder blijkt nog steeds een niet te verwaarlozen determinant van de zwangerschapsuitkomst te zijn, zoals tabel 8 illustreert. Voor de Turkse moeders blijft het risico om een kindje te verliezen significant groter dan voor een Belgische. Voor een Marokkaanse moeder is dit risico dit jaar borderline. Er kon geen significant verschil in risico aangetoond worden tussen Turken en Marokkanen, noch tussen huidige en oorspronkelijke nationaliteit. Tabel 8: Huidige en oorspronkelijke nationaliteit van de moeder en zwangerschapsuitkomst. Vlaams Gewest, 1998.
Huidige DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
België Turkije Marokko Andere Onbekend
222 10 7 20 0
128 4 6 14 0
39 0 3 6 0
104 8 3 4 0
493 22 19 44 0
55.828 1.176 1.379 3.906 10
56.321 1.198 1.398 3.950 10
1,31 0,93 0,91 0,00
1 2,12 1,56 1,28 8,13
3,26 2,47 1,74 50,66
Totaal
259
152
48
119
578
62.299
62.877
DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
België Turkije Marokko Andere Onbekend
217 12 9 21 0
124 6 7 15 0
39 0 3 6 0
101 9 3 6 0
481 27 22 48 0
54.557 1.648 1.745 4.341 8
54.995 1.675 1.767 4.385 55
Totaal
259
152
48
119
578
62.299
62.877
Oorspronkelijke
1,21 0,89 0,91 0,00
1 1,86 2,75 1,43 2,20 1,25 1,69 10,27 66,63
2.3.8. Burgerlijke staat en gezinstoestand van de moeder Voor de burgerlijke staat werd, zoals vorige jaren, een hergroepering gemaakt in “gehuwd “en “andere”. Na gegevensexploratie m.b.t. 1993 bleek voor de groep “andere”een verder onderscheid “vader vermeld”en “vader niet vermeld”noodzakelijk. Bij een niet-gehuwde moeder wordt er een vader op een geboortecertificaat vermeld wanneer hij het kind wenst te erkennen. Zoals voor de sociale beroepsgroep van de ouders en precies om deze reden is het ook hier verkieslijk de analyse te beperken tot de OR voor kindersterfte. Kinderen van alleenwonende vrouwen en van moeders behorend tot de groep “andere, vader niet vermeld”lopen een significant groter risico van kindersterfte, waar de groep “andere, vader vermeld”een significant lager risico loopt (tabel 9). Voor dit laatste verschijnsel is verstoring door sociaal-economische status een mogelijke uitleg. Het lijkt erop dat het al dan niet vermeld zijn van de vader op een certificaat het best de situatie weerspiegelt van een “moeder-die-er-alleen-voorstaat”. Uit bijgevoegde tabel blijkt overigens dat de noties “alleenwonend”en “samenwonend”niet eenduidig geïnterpreteerd worden. Ten slotte bleek in een model met “kindersterfte”als responsvariabele en “gezinstoestand van de moeder”en “burgerlijke staat van de moeder”als verklarende variabelen, de gezinstoestand geen noemenswaardige invloed te hebben op kindersterfte. Het is de burgerlijke staat van de moeder en dan hoofdzakelijk de categorie “andere, vader niet vermeld”, die de kindersterfte negatief beïnvloedt.
Tabel 9: Gezinstoestand van de moeder en zwangerschapsuitkomst. Vlaams Gewest, 1998. DG
VN
LN
PN
FI
Levend
Totaal OG
OR
BG
Alleenwonend Samenwonend
37 222
17 135
5 43
14 105
73 505
4.251 58.048
4.324 1,52 58.553
1,97 1
2,53
Totaal
259
152
48
119
578
62.299
62.877
VN
LN
PN
KS Levend
Totaal
OG
Ork
BG
Alleenwonend Samenwonend
17 135
5 43
14 105
36 283
4.251 58.048
4.287 58.331
1,19
1,74 1
2,47
Totaal
152
48
119
319 62.299
62.618
Tabel 10: Gezinstoestand en burgerlijke staat van de moeder en kindersterfte. Vlaams Gewest, 1998.
Gezinstoestand
Burgerlijke staat
Alleenwonend Alleenwonend Alleenwonend
andere: vader vermeld andere: vader niet vermeld gehuwd
Samenwonend Samenwonend Samenwonend
andere: vader vermeld andere: vader niet vermeld gehuwd
Totaal
KS Totaal 9 19 8
1.932 1.523 832
32 6.981 5 351 246 50.999 319 62.618
2.4 Eénjaarsoverlevingskansen Voor het berekenen van de éénjaarsoverlevingskansen gebruikten we de twee voorgaande jaren een cohortenmethode waarbij alle kinderen, die levend geboren werden in een bepaald jaar gedurende een volledig jaar werden opgevolgd. Dit jaar gebruiken we een gelijkaardige methode als voor de berekening van de sterftecijfers, waarbij alle kinderen, al dan niet in dat jaar geboren, werden opgevolgd tot 31 december van het jaar. De veronderstelling die hierbij gemaakt wordt, is dat het aantal kinderen geboren in jaar X-1 en overleden in het jaar X, overeenstemt met het aantal kinderen geboren in het jaar X en overleden in het jaar X+1. Naast de veronderstelling van vergelijkbare aantallen wordt impliciet ook aangenomen dat zwangerschapsduur en geboortegewicht eveneens vergelijkbaar waren. 2.4.1 Geboortegewicht In figuren 3 en 4 worden de éénjaarsoverlevingskansen voor jongens en meisjes gegeven. Puntsgewijze 95%-betrouwbaarheidsintervallen (BI) worden aangegeven. Exacte BI’s werden gebruikt voor relatief kleine aantallen (tot 300) of wanneer de teller gelijk was aan nul. Zowel voor meisjes als voor jongens lijken de hogere geboortegewichten (> 4500 g) geen merkbaar verhoogd risico tot gevolg te hebben, waar voor beide geslachten de zeer lage geboortegewichten (< 1500 g) een duidelijk verhoogd risico lopen. Tabel 11 geeft, in geval van kindersterfte en dit voor meisjes en jongens samen, de periode van overlijden aan in functie van het geboortegewicht.
Tabel 11: Zwangerschapsuitkomst i.f.v. geboortegewicht. Levendgeboren jongens en meisjes. Vlaams Gewest, 1998. VN
LN
PN
0 8
0,00%
0 3
0,00%
2,02%
2,88%
0,34%
10 4 15 81 0 6
0,08%
119
< 500 g 500-999 g
4 60
100,00%
1000-1499 g 1500-1999 g 2000-2499 g 2500-4499 g 4500-7999 g Onbekend
17 13 13 41 1 3
4,90%
0,51%
7 5 5 21 0 2
152
0,24%
48
Totaal
33,52%
1,61% 0,48% 0,07% 0,17%
4,47%
0,62% 0,18% 0,04% 0,00%
Levend
1,68%
0 108
Totaal 0,00% 60,34%
4 179
90,20%
1,03%
313 784 2.701 57.218 603 572
98,11%
347 806 2.734 57.361 604 583
0,19%
62.299
99,49%
62.618
0,50% 0,55% 0,14% 0,00%
97,27% 98,79% 99,75% 99,83%
2.4.2. Zwangerschapsduur Een gelijkaardige manier van voorstellen en berekenen werd gevolgd als voor het geboortegewicht. Zowel voor jongens (figuur 5) als voor meisjes (figuur 6) is er een uitgesproken negatieve invloed van een zeer korte zwangerschapsduur op de overlevingskansen. Voor de volledigheid vermelden wij dat 2 observaties met een zwangerschapsduur korter dan 22 weken niet in de figuren worden weergegeven (zie bijlage). 2.4.3. Geboortegewicht en zwangerschapsduur In figuur 2 wordt het gecombineerd effect van geboortegewicht en zwangerschapsduur weergegeven en dit voor jongens en meisjes samen die een zwangerschapsduur van minder dan 36 weken en een geboortegewicht van minder dan 2500 g hadden. De blank gebleven gebieden zijn deze met te weinig observaties om zinnige uitspraken te kunnen doen. De volledige gegevens en ook deze m.b.t. geboortegewicht en zwangerschapsduur kan u als bijlage aantreffen. Figuur 2: EĂŠnjaarsoverlevingskansen i.f.v. geboortegewicht < 2500 g en zwangerschapsduur < 36 weken. Jongens en meisjes. Vlaams Gewest 1998. Geboortegewicht (in gram)
Zwangerschapsduur (in weken) < 28
< 1000
46% (37 - 55)
1000 - < 2000
67% (49 - 84)
2000 - < 2500
28 - 31
32 - 35
93% (90 - 96)
98% (97 - 99) 99% (98 -100)
Figuur 3: EĂŠnjaarsoverlevingskansen i.f.v. geboortegewicht. Jongens, Vlaams Gewest, 1998. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% OG%
P%
BG%
20% 10% 0%
Figuur 4: EĂŠnjaarsoverlevingskansen i.f.v. geboortegewicht. Meisjes, Vlaams Gewest, 1998. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% OG% 20% 10% 0%
P%
BG%
Figuur 5: Eénjaarsoverlevingskansen i.f.v. de zwangerschapsduur. Jongens, Vlaams Gewest, 1998. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% OG%
P%
BG%
20% 10% 0%
Figuur 6: Eénjaarsoverlevingskansen i.f.v. de zwangerschapsduur. Meisjes, Vlaams Gewest, 1998. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% OG% 20% 10% 0%
P%
BG%
2.5. Foeto-infantiel sterftepatroon 2.5.1. Doodsoorzakengroepen van doodgeboorte en kindersterfte Zoals de vorige jaren, presenteren we hier voor 1998 de verdeling van zeven doodsoorzakengroepen naar geslacht en component van de foeto-infantiele sterfte (tabel 12). Bij twee kindjes kon het geslacht niet vastgesteld worden: het betrof een geval van doodgeboorte t.g.v. verwikkelingen van de zwangerschap en een geval van vroegneonataal overlijden t.g.v. congenitale afwijkingen. In tabellen 13 en 14 wordt, voor de periode 1993-1998, een overzicht gegeven van deze doodsoorzakengroepen per geslacht. Tabel 12: Verdeling van doodsoorzakengroepen van foeto-infantiele sterfte, per component van de sterfte. Jongens en meisjes, Vlaams Gewest, 1998. Jongens
Meisjes
DG VN LN PN
Tot.
DG VN LN PN
Tot.
Congenitale afwijkingen
12
34
9 16
71
14
27 17 13
Verwikkelingen van zwangerschap en perinatale periode
65
13
5
2
85
74
19
6
1
100
Prematuriteit - dysmaturiteit
4
7
0
0
11
3
5
1
0
9
RDS
6
23
5
4
38
4
17
1
2
24
SIDS (wiegendood)
0
0
1 23
24
0
0
2 16
18
Overige
2
1
1 18
22
2
2
0 20
24
37
1
0
2
40
35
2
0
2
39
79 21 65
291
132
72 27 54
285
Slecht gedefinieerde condities Totaal
126
71
Tabel 13: Verdeling van doodsoorzakengroepen van foeto-infantiele sterfte. Jongens, Vlaams Gewest, 1993 - 1998
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Congenitale afwijkingen
110
76
84
88
79
71
Verwikkelingen van zwangerschap en perinatale periode
136
97
136
126
118
85
Prematuriteit - dysmaturiteit
37
31
8
6
14
11
RDS
25
32
48
28
28
38
SIDS (wiegendood)
72
64
45
32
29
24
Overige
27
37
33
35
21
22
Slecht gedefinieerde condities
65
61
46
35
33
40
Totaal
472
398
400
350
322
291
Tabel 14: Verdeling van doodsoorzakengroepen van foeto-infantiele sterfte. 1993
1994
1995
1996
1997
1998
Congenitale afwijkingen
77
78
57
62
71
71
Verwikkelingen van zwangerschap en perinatale periode
99
72
91
104
96
100
Prematuriteit - dysmaturiteit
20
22
12
8
12
9
RDS SIDS (wiegendood)
29 46
21 40
33 23
27 12
18 17
24 18
Overige
29
24
25
23
25
24
Slecht gedefinieerde condities
70
42
33
31
37
39
Totaal
370
299
274
267
276
285
Meisjes, Vlaams Gewest, 1993 - 1998
2.5.2. De vroegneonatale sterfte, 1993-1998 De vroegneonatale sterfte is een zeer kritische periode in het leven zoals blijkt uit figuren 7 en 8. Vooral de eerste 24 uren en in mindere mate de daarop volgende 24 uren lijken de meest kritieke. (Extreem) laag geboortegewicht en mannelijk geslacht zijn belangrijke predictoren. Figuur 7: Verdeling van de vroegneonatale overlijdens per verstreken dag en per geslacht. Jongens, Vlaams Gewest, 1993, 1995 en 1998. 80 1993
Aantal overlijdens
70
1995
1998
60 50 40 30 20 10 0 dag 0
dag 1
dag 2
dag 3
dag 4
dag 5
dag 6
Leeftijd in verstreken dagen
Figuur 8: Verdeling van de vroegneonatale overlijdens per verstreken dag en per geslacht. Meisjes, Vlaams Gewest, 1993, 1995 en 1998.
60 1993
Aantal overlijdens
50
1995
1998
40 30 20 10 0 dag 0
dag 1
dag 2
dag 3
dag 4
Leeftijd in verstreken dagen
dag 5
dag 6
2.1.5. Bestandsbeheer: het aanmaken van één globaal bestand De twee formulieren, één voor de aangifte van een levendgeboren kind en één voor de aangifte van een doodgeboren kind of van een kind overleden binnen het eerste levensjaar, komen terecht in twee afzonderlijke bestanden.Om de juiste berekeningen over kindersterfte te kunnen uitvoeren, dient één gezamenlijk bestand aangemaakt te worden. Deze bewerkingen zijn mogelijk door de twee bestanden te koppelen, met als gemeenschappelijke variabelen: • • • •
de geboortedatum van de boreling; de geboortedatum van de moeder (indien de geboortedatum niet precies gekend is, wordt de verstreken leeftijd van de moeder gebruikt); het geslacht van de boreling; het rangordenummer van de boreling (om geboortepartners uit te sluiten in geval van meervoudige zwan gerschappen).
Indien in de twee bestanden een record wordt gevonden met dezelfde gegevens voor bovenstaande variabelen, dan wordt een link of koppeling gelegd. Ter bevestiging worden ook de woonplaats, de geboortedatum van de vader en de huwelijksdatum van de ouders voor de 2 records vergeleken. Indien er een dubbele link zou zijn, d.w.z. dat de bovenstaande gegevens van een overleden kind overeenstemmen met de gegevens van twee levendgeboren kinderen, kan op basis hiervan uitsluitsel bekomen worden. Hetzelfde geldt voor een eventueel verkeerde link. In theorie moet voor elk geval van kindersterfte het geboorterecord op deze wijze teruggevonden kunnen worden. In de praktijk blijft het mogelijk dat een kind in het Waals Gewest of het buitenland is geboren, waardoor het niet in ons bestand terechtkomt. Het geboortebestand werd aldus samengevoegd met het overlijdensbestand om tot een definitief bestand van 62.877 observaties te komen. Het aantal kinderen in dit bestand dat overleden is in 1998 maar geboren in 1997, bedraagt 52.
2.2. Foeto-infantiele sterftecijfers Voor deze cijfers, uitgedrukt in promille, worden de WGO-criteria voor nationaal gebruik (bijlage) toegepast. In tabel 1 presenteren we de foeto-infantiele sterftecijfers voor de jaren 1993 tot 1998. Voor de “totale”foeto-infantiele sterftecijfers, t.t.z. jongens en meisjes samen, worden in tabel 1 de significante dalingen of stijgingen (probabiliteit <= 0.05) in vergelijking met 1993 met een “*”aangeduid en de borderline dalingen of stijgingen (probabiliteit tussen 0.10 en 0.05) met een “•”. Tabel 1: Foeto-infantiele sterftecijfers (‰ ). Vlaams Gewest, 1993 - 1998. DG
PE
VN
LN
PN
KS
Jongens
1993 1994 1995 1996 1997 1998
5,3 4,3 5,0 4,7 4,4 3,7
9,0 6,9 8,4 7,7 7,0 6,2
3,6 2,7 3,4 3,1 2,6 2,4
0,8 0,8 0,8 0,7 0,8 0,7
4,1 4,2 3,0 2,5 2,1 2,0
8,5 7,7 7,3 6,2 5,6 5,1
Meisjes
1993 1994 1995 1996 1997 1998
4,8 3,5 4,1 4,1 4,6 4,1
7,6 5,9 6,1 6,1 6,8 6,5
2,8 2,5 2,0 2,0 2,2 2,4
0,5 0,8 0,6 0,6 0,4 0,9
3,1 3,0 1,8 1,5 1,6 1,8
6,3 6,2 4,4 4,0 4,3 5,0
Totaal
1993 1994 1995 1996 1997 1998
5,1 3,9 4,5 4,4 4,5 3,9
0,6 0,8 0,7 0,6 0,6 0,8
3,6 3,6 2,5 2,0 1,9 1,9
7,4 7,0 5,9 5,1 4,9 5,1
* • • • *
8,3 6,5 7,3 6,9 6,9 6,3
* * * * *
3,2 2,6 2,7 2,5 2,4 2,4
* • * * *
* * * *
* * * *
3. Literatuurlijst 1. Allen MC, Donohue PK, Dusman AE: The limit of Viability-Neonatal outcome of infants born at 22 to 25 weeks gestation. Engl J Med, 1993, 329, 1597- 1601. 2. De Wals P, Vincotte-Mols F, Lys F, Borlée I, Lechat M: Evaluation de l'enregistrement des anomalies congénitales dans les statistiques belges d'état civil. Arch B Méd soc, Hyg Méd Tr & Méd lég 1987, 45, 441-451. 3. Dolk H and De Wals P: Congenital Anomalies. In Geographical & Environmental Epidemiology. Ed. Elliott P., Cuzick J., English D., and Stern R.,. Oxford: Oxford University Press. 1992: 72-88. 4. Gourbin C and Masuy - Stroobant G: Are live and stillbirths comparable all over Europe? Legal definitions and vital registration data processing. Institut de Démographie. UCL, Louvain La Neuve, 1993. 5. Hertoghe L, De Wals P, Van Reempts P, Vincotte-Mols M, Borlée I, Lechat MF: Problèmes de définition et classification de décès périnatals. Rev Epidém et Santé Publ, 1986, 34, 161- 167. 6. Hertoghe L et De Wals P: Définition et déclaration des naissances en Belgique. Arch B Méd soc, Hyg, Méd Tr & Méd lég 1987, 45, 369- 82. 7. MacMahon B, Trichopoulos D: Epidemiology: principles and methods. 2nd edn. Boston: Little, Brown and Company, 1996. 8. Masuy - Stroobant G: Les déterminants de la mortalité infantile. Ciacio, 1983. 9. Masuy - Stroobant G: Santé de l’enfant et inégalités sociales. Ciacio, 1988. 10. Masuy - Stroobant G: Social Inequalities in Perinatal Health. Biol Neonate, 1989, 55, 42 - 49. 11. Peeters RF, Van der Veen F: De perinatale en zuigelingensterfte van etnische minderheden in België/ Vlaanderen.ESOC nr. 18 (1989). 12. Van Oyen H, Drieskens S, Tafforeau J, Aelvoet W, Felten G: Geboorten, perinatale sterfte en kindersterfte, 1987.Brussel. COOV, IHE, 1994. 13. Verloove - Vanhorick SP, Verwey RA: Ernstige vroeggeboorte in Nederland. Nederlands Tijdschrift Geneeskunde, 1989, 133, 547- 549. 14. Willems P: Ieder jaar een seizoen meer. De recente evolutie van de sterfte in België. In: Over sterfte, Van Der Haegen H.Ed. CBGS.Monografie1, Brussel, 13 – 36.
Deel 3
Gezondheid, gezondheidsdeterminanten en specifieke gezondheidsproblemen
A Jongeren en Gezondheid
Resultaten van de leerlingenbevraging in het kader van een drugbeleid op school: januari-juni 1999 1. Situering 1.1. De Vereniging voor Alcohol- en andere Drugproblemen (VAD) De VAD is de deskundige organisatie die in opdracht van de Vlaamse overheid instaat voor de coรถrdinatie en afstemming van de preventie van alcohol- en andere drugproblemen in Vlaanderen (als D-voorziening in het kader van gezondheidspromotie). 1.2. De Bevraging van de jongeren De Bevraging van de jongeren is het resultaat van een discussie in het Vlaams Parlement over de aanpak van drugpreventie in het onderwijs. In een resolutie werd aangenomen om een participatieve risicoanalyse op te zetten via het onderwijs en in samenwerking met PMS en MST. Na een piloot- en een projectfase werd de Bevraging als permanente opdracht opgenomen in het convenant dat de Vlaamse overheid met VAD sloot.
2. Doelstellingen De doelstellingen van de Bevraging kunnen op verschillende niveaus worden omschreven. Voor de individuele school: 1. 2. 3. 4.
5.
Onder de aandacht houden van een drugbeleid op school; Ondersteunen van de scholen bij de evaluatie van hun drugbeleid op school; Samenwerking rond drugpreventie bevorderen tussen school en CLB (nu nog PMS/MST); Zicht krijgen op een aantal levensdomeinen van jongeren, met name gebruik, attitudes over drugs en druggebruik, vrijetijdsbesteding, beleving van de sfeer op school en in de klas en beleving van het drug beleid op de school; Participatieve risicoanalyse op basis van de resultaten: feedback op het gevoerde drugbeleid en aanzet tot verbetering / aanpassing ervan door de resultaten met de jongeren te bespreken, de bespreekbaarheid van drugs verhogen en specifieke preventieve activiteiten ontwikkelen op maat van de jongere feedback over de resultaten aan de ouders met het doel het bespreekbaar maken van druggebruik bij ouders en hun kinderen
Voor de Vlaamse overheid: 1. 2.
Zicht verwerven op het gebruik en de attitudes van jongeren t.a.v. genotsmiddelen, de beleving van jongeren omtrent het gevoerde drugbeleid op school, enzovoort. De resultaten op Vlaams niveau kunnen aanzetten geven tot evaluatie van het drugbeleid op de Vlaamse scholen. Verder kunnen op basis van de resultaten en de besprekingen in de scholen, noden en knel punten worden gedetecteerd, die richtinggevend kunnen zijn voor de verdere ondersteuning van scholen bij drugpreventie (nodenonderzoek).
Deze resultaten geven geen correct wetenschappelijk beeld van de omvang van druggebruik bij de Vlaamse jongeren. De scholen participeren immers op vrijwillige basis en de deelnemers vormen geen representatieve steekproef voor alle Vlaamse jongeren. De resultaten van de Bevraging kunnen evenwel getoetst worden aan de gegevens verkregen via wetenschappelijk onderzoek.
3. Doelgroep Alle Vlaamse scholen kunnen de Bevraging van de jongeren laten uitvoeren. Deze Bevraging gebeurt anoniem en in groep bij alle jongeren van de school in alle onderwijsvormen. De resultaten die hier verder worden besproken gaan enkel over het ASO, TSO, BSO, KSO en het deeltijds onderwijs. Voor het BuSO werd recent een aangepaste versie van de vragenlijst gemaakt. Er hebben totnogtoe 17 BuSO-scholen deelgenomen aan de pilootfase van de Bevraging in deze onderwijsvorm.
Gezondheidsindicatoren 1998
4. Het principe van de dubbele anonimiteit De rapportering over de resultaten per school gebeurt volgens het principe van de dubbele anonimiteit . Dat wil zeggen: 1. 2.
De bevraging van de jongeren is anoniem; op basis van de resultaten is het in principe onmogelijk om de antwoorden van individuele respondenten, noch van bepaalde klassen te achterhalen. In het rapport wordt nergens de naam van de school vernoemd. Elke school krijgt een nummer. Als het rapport dan in ‘verkeerde’handen zou vallen, kan niet aangetoond worden om welke school het gaat.
5. Werkwijze De organisatie van de afname gebeurt door de school zelf. Zij kan ervoor kiezen om dit te laten doen door één, meerdere of alle leerkrachten, of door bijvoorbeeld een externe betrokkene, zoals een preventiewerker. De jongeren vullen de vragenlijst anoniem in en steken die daarna zelf in de briefomslag en kleven hem eigenhandig dicht. Geopende omslagen worden niet verwerkt (de school wordt hiervan op de hoogte gebracht).
6. Rapportering aan de scholen De rapportering gebeurt per school in een vaste vormgeving. Die ziet er als volgt uit: 1. 2. 3. 4.
5.
6.
7.
Inleiding Beschrijving van de populatie Risicogedrag: middelengebruik en gokken Externe en interne controlefactoren: de school en ikzelf schoolreglement en afspraken opvang en begeleiding opvoeding: sfeer op school en in de klas Externe en interne controlefactoren: vrije tijd en ikzelf vrijetijdsbesteding motieven om al dan niet drugs te gebruiken de rol van de vriendengroep en van de ouders Bespreking van de resultaten gebruik, motieven en omgeving schoolreglement en activiteiten op school Naast een bespreking van de resultaten worden concrete tips gegeven om op basis van de resultaten mee verder te werken. Deze tips zijn bedoeld om verder te werken met alle betrokken partijen, met name de jongeren, de ouders en het lerarenkorps/de werkgroep drugbeleid op school.
De rapporten zijn schoolgebonden en verschillen tevens naargelang het aantal jongeren dat aan de Bevraging participeerde. Bij te kleine aantallen worden geen opsplitsingen gemaakt per graad of per geslacht en kan een aantal verbanden, omwille van het beperkte aantal respondenten, niet worden gelegd. In scholen met een groter aantal bevraagde jongeren is een meer doorgedreven analyse mogelijk en zinvol of relevant.
7. Opvolging Aan de scholen wordt gevraagd of ze in het kader van hun drugbeleid op de school reeds contacten hebben met een PMS- of MST-medewerker of met een preventiewerker. VAD biedt aan om, indien de school dit wenst, contact te nemen met PMS / MST/een preventiewerker, om hen te informeren over de deelname van die school aan de Bevraging. Wanneer deze diensten hiervan op de hoogte worden gesteld, krijgen ze tevens wat meer achtergrondinformatie over de Bevraging en wordt voor de opvolging ervan concrete ondersteuning voorzien, enerzijds door rechtstreekse counseling, anderzijds door een gericht vormingsaanbod.
8. Evaluatie Enkele maanden nadat de scholen het rapport met de resultaten van de Bevraging hebben ontvangen, krijgen ze een evaluatieformulier. 3 maanden na ontvangst van het rapport wordt hiermee nagegaan op welke manier de scholen de resultaten van de Bevraging hebben aangepakt en wie ze hierbij hebben betrokken.
59
9. Resultaten van de Bevraging in de periode januari-juni 1999 De resultaten van alle scholen die tussen januari en juni hebben geparticipeerd aan de leerlingenbevraging, werden verwerkt tot een halfjaarlijks syntheserapport, dat kan worden opgevraagd op VAD. De resultaten met betrekking tot het gezondheidsgedrag van de bevraagde jongeren werden hieruit gelicht en hier kort samengevat. De resultaten die verband houden met schooleigen kenmerken worden hier dus niet verder beschreven. In het syntheserapport wordt voor de meeste vragen verder ook dieper ingegaan op de eventuele verschillen tussen jongens en meisjes, de verschillende onderwijsvormen en de drie graden. 9.1. Beschrijving van de populatie Er werden 47.657 jongeren bevraagd in 104 scholen. De jongens en meisjes komen uit de zes (of zeven) leerjaren van het secundair onderwijs, met name uit het ASO, TSO, BSO, KSO en deeltijds onderwijs. 9.2. Middelengebruik Bij de vragen over middelengebruik werd een niet-bestaand product, NTSC, toegevoegd als controlevariabele. Alle jongeren die antwoordden dat ze ooit al een NTSC hadden gebruikt, werden voor de vragen over middelengebruik uit de gegevensanalyse genomen. Slechts 0,7% van de jongeren beweerde dat ze ooit NTSC hadden gebruikt. In tabel 1 zien we de lifetimeprevalentie van tabak, alcohol1 , medicatie2 en illegale drugs3 . Hieruit blijkt dat de lifetimeprevalentie van alcohol en van medicatie het grootst is en dat van illegale drugs het kleinst. Tabel 1: Aantal jongeren dat ooit/nog nooit/niet meer tabak, alcohol, medicatie of illegale drugs heeft gebruikt. N O O IT nooit gebruikt / ken dit niet
tabak alcohol m edicatie illegale drugs
O O IT gestopt
gebruiker
N
%
N
%
N
%
19.650 4.577 5.388 28.826
43,5 10,3 12,6 69,9
6.212 4.123 6.823 3.097
13,7 9,2 16,0 7,5
19.361 35.932 30.412 9.333
42,8 80,5 71,4 22,6
Aan de jongeren werd ook gevraagd hoe vaak ze het jaar voorafgaand aan de Bevraging rookten. De frequentie van roken vinden we terug in tabel 2. 31,1% geeft aan het afgelopen jaar regelmatig te hebben gerookt, dit wil zeggen minstens éénmaal per week, tegenover 11,2% van de jongeren die tijdens deze periode occasioneel rookten (minder dan éénmaal per week). Tabel 2: Aantal jongeren dat niet, occasioneel of regelmatig heeft gerookt het afgelopen jaar.
niet-roker occasionele roker (< 1x/week) regelmatige roker (> 1x/week) totaal
N 25.862 4.998 13.928 44.788
% 57,7 11,2 31,1 100
Dezelfde vraag werd gesteld met betrekking tot het drinken van alcoholische dranken. De resultaten zijn weergegeven in tabel 3. Driekwart van de jongeren heeft het jaar voorafgaand aan de bevraging gerookt: 33,2% deed dit minstens éénmaal per week en 41,8% minder dan éénmaal per week. Tabel 3: Aantal jongeren dat niet, occasioneel of regelmatig alcohol heeft gedronken tijdens het afgelopen jaar.
niet-drinker occasionele drinker (< 1x/week) regelmatige drinker (> 1x/week) totaal
N 11.447 19.120 15.171 45.738
% 25,0 41,8 33,2 100
Wat betreft de frequentie van medicatiegebruik zien we in tabel 4 dat 54,2% van de jongeren het afgelopen jaar occasioneel medicatie heeft gebruikt en slechts 7,7% regelmatig. Tabel 4: Aantal jongeren dat niet, occasioneel of regelmatig medicatie heeft gebruikt tijdens het afgelopen jaar. N 17.402 24.782 3.523 45.707
niet-gebruiker occasionele gebruiker (< 1x/week) regelmatige gebruiker (> 1x/week) totaal
% 38,1 54,2 7,7 100
8,0% van de jongeren heeft tijdens het jaar voorafgaand aan de Bevraging regelmatig illegale drugs gebruikt en 11,7% heeft dit occasioneel gedaan. Tabel 5: Aantal jongeren dat niet, occasioneel of regelmatig illegale drugs heeft gebruikt tijdens het afgelopen jaar. N 36.931 5.360 3.689 45.980
niet-gebruiker occasionele gebruiker (< 1x/week) regelmatige gebruiker (> 1x/week) totaal
% 80,3 1 1 ,7 8,0 100
De jongeren werden ook bevraagd over hun gokgedrag. Uit de gegevens in tabel 6 blijkt dat de meeste jongeren nog nooit voor geld hebben gespeeld met het kaartspel, speelautomaten of met de lotto. 50,5% van de jongeren heeft wel al eens voor geld gewed. Het grootste deel van de jongeren die wel al voor geld hebben gespeeld, doen dit eerder zelden. Slechts een minderheid gokt maandelijks, wekelijks of dagelijks. Tabel 6: Frequentie van gokken.
speelautomaten w edden kaarten gokken
N 25.002 19.006 28.729 24.240
nooit % 65,3 49,5 75,5 61,5
N 9.589 16.488 7.199 11.038
zelden % 25,0 42,9 18,9 28,0
m aandelijks N % 1.668 4,4 1.894 4,9 1.137 3,0 2.209 5,6
w ekelijks N % 1.731 4,5 717 1 ,9 790 2,1 1.838 4,7
N 319 308 201 94
dagelijks % 0,8 0,8 0,5 0,2
9.3. Motieven voor illegaal druggebruik In twee vragen werd aan de jongeren gevraagd waarom volgens hen jongeren (dus niet noodzakelijk zijzelf) wel of geen illegale drugs gebruiken. In tabel 7 staan de motieven waarom jongeren illegale drugs gebruiken en in tabel 8 de motieven waarom jongeren geen illegale drugs gebruiken. Het motief dat door de meeste jongeren werd aangeduid is het kick-element (51,6%). Op de tweede plaats staat nieuwsgierigheid (45,6%) en op de derde plaats stoerdoenerij (45,5%). 31,3% van de jongeren denkt dat jongeren illegale drugs gebruiken omdat ze onder druk staan van vrienden en 21,9% zegt dat ze het doen om zich goed te voelen. Aangezien de meeste van deze jongeren nooit illegale drugs hebben gebruikt, zijn dit voornamelijk motieven die zij vermoeden bij gebruikers van illegale drugs.
1 2 3
Combinatievariabele gebaseerd op de prevalentie van bier, wijn, sterkedrank, alcopops, aperitieven en longdrinks. Combinatievariabele gebaseerd op de prevalentie van pijnstillers, slaap-, kalmeer-, opwek- en vermageringsmiddelen. Combinatievariabele gebaseerd op de prevalentie van cannabis, heroĂŻne, cocaĂŻne, amfetamines, XTC, hallucinogenen en tripmiddelen.
Tabel 7: De voornaamste redenen waarom jongeren wel illegale drugs gebruiken volgens de jongeren. motieven voor wel-gebruik van illegale drugs
totaal N 3.519 20.887 5.734 2.522 1.263 2.322 18.439 12.652 4.074 8.868 3.777 7.870 6.029 3.703 1.330 18.418
omdat het verboden is voor de kick omdat ze onder stress staan omdat ze er gemakkelijk aan geraken omdat ze het ongevaarlijk vinden uit verveling uit nieuwsgierigheid omdat ze onder druk van vrienden staan omdat ze er zin in hebben om zich goed te voelen voor de stemming om de werkelijkheid te ontvluchten voor het specifieke effect om zich te ontspannen omdat ze onzeker zijn om stoer te doen
% 8,7 51,6 14,2 6,2 3,1 5,7 45,6 31,3 10,1 21,9 9,3 19,4 14,9 9,2 3,3 45,5
Bij de vraag naar de motieven waarom jongeren geen illegale drugs gebruiken, hebben de meeste jongeren eerder hun eigen motieven vermeld. Op de eerste plaats zeggen ze dat jongeren geen illegale drugs gebruiken omdat ze die niet nodig hebben (55,1%). Verder behoren de volgende motieven tot de vijf door de jongeren meest aangekruiste: omdat ze bang zijn om verslaafd te worden (49,0%), omdat illegale drugs gevaarlijk zijn (30,1%), omdat ze schrik hebben voor hun ouders en omdat illegale drugs te duur zijn (26,5%). Tabel 8: De voornaamste redenen waarom jongeren geen illegale drugs gebruiken volgens de jongeren. motieven voor niet-gebruik van illegale drugs
totaal N 20.346 12.494 1.625 7.914 22.904 6.453 11.621 5.484 12.488 11.026 7.406 4.848
omdat ze bang zijn om verslaafd te worden omdat illegale drugs gevaarlijk zijn omdat ze er moeilijk aan kunnen geraken omdat ze niet willen meedoen met die mode omdat ze die niet nodig hebben omdat de politie hen zou kunnen betrappen uit schrik voor hun ouders omdat ze sportief zijn omdat ze een sterke persoonlijkheid hebben omdat ze te duur zijn omdat ze dan de controle over zichzelf verliezen omdat hun vrienden ook niet gebruiken
% 49,0 30,1 3,9 19,1 55,1 15,5 28,0 13,2 30,1 26,5 17,8 11,7
9.4. Rol van de omgeving In tabel 9 zien we dat het grootste deel van de jongeren (48,2%) zijn of haar vrije tijd even vaak thuis als buitenshuis doorbrengt. 25,3% van de jongeren brengt die meer buitenshuis door en 26,5% van hen is vaker thuis. Tabel 9: Aantal jongeren dat zijn vrije tijd thuis dan wel buitenshuis doorbrengt. m eeste tijd thuis m eeste tijd buitenshuis even vaak thuis als buitenshuis totaal
N 12.330 11.773 22.449 46.552
% 26,5 25,3 48,2 100
Zowel jongeren die wél als jongeren die geen illegale drugs gebruiken, zijn al op plaatsen geweest waar wel illegale drugs worden gebruikt. Uit tabel 10 blijkt dat 62,8% van de jongeren ooit al op een plaats is geweest waar illegale drugs worden gebruikt. 18,7% van de jongeren is daar slechts één of tweemaal geweest, 21,8% komt daar af en toe en 22,3% vaak. Merk op dat slechts 3,9% van de jongeren meent dat jongeren geen illegale drugs gebruiken omdat ze er niet kunnen aan geraken (tabel 8). Tabel 10: Aantal jongeren dat op een plaats is geweest waar illegale drugs werden gebruikt. N 17.083 8.615 10.016 10.262 45.976
nooit 1 of 2 keer af en toe (max.1x/maand) v aak (min.1x/week) totaal
% 37,2 18,7 21,8 22,3 100
84,1% van de jongeren is de maand voor de Bevraging uitgeweest (tabel 11). In tabel 12 zien we dat meer jongeren uitgaan in het weekend dan tijdens de week. Verder blijkt ook dat bijna de helft van de jongeren (46,5%) meerdere keren uitgaat in een weekend. Tijdens de week gaat 44,8% van de jongeren niet uit. Tabel 11: Aantal jongeren dat gedurende de afgelopen maand is uitgeweest. N 6.448 34.092 40.540
niet w el totaal
% 15,9 84,1 100
Tabel 12: Het aantal keer dat de jongeren uitgaan in de week of in het weekend gedurende de afgelopen maand. w an n eer? w eek w eekend
niet N 19.016 7.393
% 44,8 16,4
zelden N % 9.631 22,7 6.866 15,2
1 keer N % 7.101 16,7 9.864 21,9
> 1 keer N % 6.695 15,8 20.960 46,5
totaal N % 42.443 100 45.083 100
Aan de jongeren werd ook gevraagd welke reactie ze van hun beste vrienden en ouders verwachten als ze zelf cannabis zouden proberen of als ze cannabis zouden gebruiken. De drie antwoordmogelijkheden waren: ze zouden het afkeuren, ze zouden niet reageren, ze zouden het goedkeuren. In het algemeen zien we dat jongeren meer afkeuring verwachten van zowel de ouders als van hun beste vrienden als het gaat om het gebruik van cannabis in plaats van het proberen ervan (tabel 13). 29,0% van de jongeren denkt dat hun beste vrienden niet zouden reageren als zij cannabis zouden proberen. Dit daalt tot 22,6% bij gebruik van cannabis. 11,5% van de jongeren verwacht een goedkeuring bij proberen van cannabis en 9,2% bij gebruik ervan. Deze getallen liggen heel wat lager als het gaat om de geanticipeerde reacties van de ouders. Hier denkt 95,6% van de jongeren dat hun ouders het proberen van cannabis zouden afkeuren en 97,4% dat ze cannabisgebruik zouden afkeuren. 3,3% meent dat hun ouders niet zouden reageren op het proberen van cannabis en 1,9% verwacht dit bij cannabisgebruik. 1,1% van de jongeren denkt dat hun ouders het proberen van cannabis zouden goedkeuren en 0,8% verwacht zulke reactie bij het gebruik van cannabis. Tabel 13: Verwachte reacties van vrienden en ouders van de jongeren bij proberen of gebruik van cannabis. reactie... Beste vrienden bij proberen van cannabis Beste vrienden bij gebruik van cannabis Ouders bij proberen van cannabis Ouders bij gebruik van cannabis
afkeuren N % 25.041 59,5
niet reageren N % 12.225 29,0
goedkeuren N % 4.840 1 1 ,5
30.829
68,2
10.192
22,6
4.163
9,2
42.557
95,6
1.479
3,3
494
1 ,1
45.242
97,4
875
1 ,9
355
0,8
9.5. Bespreking Een decennium geleden was het onderwerp ‘drugs op school’nog een taboe in Vlaanderen. Ondertussen is er heel wat veranderd. Scholen zijn beginnen investeren in een degelijk drugbeleid en pakken hiermee ook graag uit: een drugbeleid als garantie voor kwaliteit. Vaak werken ze hiervoor samen met PMS, MST of een preventiewerker. De leerlingenbevraging is opgezet om de scholen de mogelijkheid te bieden om hun drugbeleid te evalueren aan de hand van wat de leerlingen zelf ervan vinden. De scholen krijgen elk hun eigen rapport met inclusief bruikbare tips om ermee aan de slag te gaan.Door de resultaten terug te spelen naar de leerlingen en de ouders, stelt de school het thema bespreekbaar. Hoewel de bevraging in de eerste plaats voor de scholen is bedoeld, worden de gegevens per half jaar ook gebundeld in een syntheserapport. In de periode januari-juni ’99 werden 47.657 leerlingen bevraagd in 104 Vlaamse scholen van het eerste tot en met het zevende jaar in alle onderwijsvormen. (Il)legale drugs maken inherent deel uit van onze maatschappij. 42,3% van alle bevraagde jongeren heeft het jaar voor de Bevraging gerookt, 61,9% heeft medicatie genomen, 75% heeft alcohol gedronken en 19,7% heeft illegale drugs (lees: cannabis) gebruikt. Het gebruik van al die middelen neemt toe met de leeftijd, waarbij de grootste stijging zich voordoet van de eerste naar de tweede graad. Driekwart van de jongeren ouder dan 15 jaar komt al eens op een plaats waar illegale drugs worden gebruikt. Het al dan niet aan illegale drugs geraken, speelt slechts een onbeduidende rol bij de beslissing om illegale drugs te gebruiken. Men kan er zijn kinderen m.a.w. niet van afschermen. Preventie betekent bijgevolg dat het erop aankomt hen aan te leren hoe ze met dergelijke situaties kunnen omgaan door hen hiervoor de nodige sociale en persoonlijke vaardigheden bij te brengen. De omgeving van de jongere (familie, vrienden, school) speelt hierbij een cruciale rol. Het gezin vormt een belangrijke referentie voor de jongere. Jongeren beschouwen hun ouders als vertrouwensfiguren. Een open sfeer thuis, die toelaat dat de verschillende leden van het gezin met elkaar kunnen praten over drugs (en over andere gevoelige onderwerpen die jongeren bezighouden), is belangrijk. Het is daarom nuttig dat ouders goed geïnformeerd zijn, dat ze oog hebben voor jongeren die problemen hebben en dat ze weten hoe ze ermee kunnen omspringen. Tijdens de adolescentie wordt de band met leeftijdsgenoten (‘peers’) ook hechter. Preventieactiviteiten moeten ook toegespitst worden op de attitudes die jongeren tegenover elkaar hebben. Jongeren die geen illegale drugs gebruiken kijken namelijk wat neer op jongeren die dit wel doen en omgekeerd. Ten slotte hebben de jongeren ook op school nood aan een open klimaat waar ze over onderwerpen kunnen praten die hen bezighouden. Ze voelen deze behoefte zeer bewust aan, want meer dan de helft van de jongeren vindt dat hun leerkrachten te weinig met hen babbelen. Bijna de helft vindt bovendien het thema ‘drugs’ onvoldoende bespreekbaar op school. De klas waar de jongeren zoveel tijd doorbrengen, is nochtans een uitgelezen plaats om zich elementaire persoonlijke, communicatieve en sociale vaardigheden eigen te maken. Ook de media hebben een niet te onderschatten rol op de communicatie over drugs tussen jongeren en hun ouders, tussen jongeren en andere volwassenen en tussen jongeren onderling. In de media wordt vaak een sensationeel beeld opgehangen over drugs. Wanneer mensen met deze beelden in het achterhoofd proberen een gesprek aan te gaan over drugs, wordt het vaak heel moeilijk om hierover op een open en niet-veroordelende manier te praten. Jongeren voelen zich onbegrepen, bedrogen ook, want hun ervaring komt niet overeen met waarvoor volwassenen hen proberen te waarschuwen. Dergelijke communicatie kan al gauw een averechts effect ressorteren. Drugpreventie is dus een gedeelde verantwoordelijkheid van iedereen.
Kunnen de lengte en het gewicht, gemeten bij schoolgaande kinderen en adolescenten van 3 tot 19 jaar, gebruikt worden voor het aanmaken van referentiewaarden? Registratiegegevens van het Medisch Schooltoezicht(MST), 1996-1997. Aelvoet W., Fortuin M., Hooft P. en Vanoverloop J.
Samenvatting Sinds jaren registreert het Medisch Schooltoezicht (MST) lengte en gewicht van duizenden kinderen en vergelijkt ze met een referentiecurve uit de zeventiger jaren. Rekening houdend met de seculaire groeiverschuiving én met het ontbreken van referenties voor gewicht in functie van lengte en leeftijd zijn wij toe aan nieuwe referentiewaarden. Deze nieuwe referenties zijn een noodzaak omwille van het toenemend probleem van overgewicht en zwaarlijvigheid bij de jeugd, dat in verschillende landen werd vastgesteld. Men kan zich daarbij de vraag stellen in welke mate de geregistreerde waarden van lengte en gewicht hiervoor bruikbaar zijn. Aan de hand van de registratiegegevens over 300 000 kinderen en adolescenten uit het schooljaar 1996-7 trachten we aan te tonen dat er referentiewaarden kunnen opgesteld worden, dat ze tot op zekere hoogte vergelijkbaar zijn met recente gegevens uit andere landen en in welke mate ze aan de WGO criteria terzake beantwoorden. We menen verder dat deze grote aantallen het mogelijk maken extreme percentielen (0,4 en 99,6) voldoende precies in te schatten om ze te kunnen gebruiken als criterium voor onmiddellijke verwijzing. De vergelijking met een degelijk opgezette groeistudie zal hierover een definitief uitsluitsel brengen.
1. Inleiding Reeds in de 19de eeuw merkten onderzoekers op dat er een positieve relatie bestaat tussen een aantal factoren zoals rijkdom, comfort, behuizing, voeding en lengte. Ook het groeitempo en de rijpwording bleken functie van voeding en de algemene gezondheidstoestand (22)(5). Dit fenomeen, seculaire groeiverschuiving genaamd, is een internationaal gegeven. In Europa neemt de gemiddelde lengte op volwassen leeftijd toe met 0,3 à 3,5 cm per decade. Voor België en voor de periode 1960-1980 bedroeg de seculaire groeiverschuiving 1,1cm/decade (22). In een vroeger rapport werd gesteld dat ook de door ons gebruikte referentiewaarden voor lengte en gewicht achterhaald zijn (8). Seculaire groeiverschuivingen zijn het meest uitgesproken in de minder gegoede lagen van een bevolking. Zij hebben immers het grootst nog niet verwezenlijkt groeipotentieel. Dit verschijnsel leidt automatisch tot een verminderde variabiliteit van de ontwikkelingsparameters. De evolutie van de seculaire groeiverschuiving en van de variabiliteit van de ontwikkelingsparameters zijn dus belangrijke en objectieve indicatoren voor de gezondheidsstatus van een bevolking. Het registreren van lengte (L), gewicht (G) en rijpwording laat niet alleen toe de gezondheidstoestand van het individu te bepalen en waar nodig corrigerende maatregelen te treffen, maar de verzamelde gegevens zijn daarenboven een indicator voor de gezondheidstoestand van een bevolking. Actuele gegevens over deze lichaamsmaten zijn daarenboven relevant voor het ontwerpen van gebruiksvoorwerpen en meubilair voor kinderen met implicaties naar ongevallenpreventie(37). In Vlaanderen worden in september 2000 de twee bestaande systemen van jeugdgezondheidszorg, het Medisch Schooltoezicht (MST) en de Psycho-Medisch-Sociale Centra (PMS), verenigd in een globaal systeem, waarvan het Centrum voor Leerlingenbegeleiding (CLB) de functionele eenheid is. Zijn taak bestaat er onder meer in het gezondheidsbilan voor het individuele kind of adolescent te bepalen en, waar nodig, maatregelen ter verbetering aan te reiken. Wat lengte en gewicht betreft kunnen de prioritaire problemen als volgt samengevat worden: vertraagde groei of “Failure to thrive”(FTT)(31)(2), obesitas (31)(24) en verstoorde eetgewoonten (anorexia nervosa en boulimie) (27). FTT wordt in de VS veel meer toegeschreven aan psychosociale factoren, zoals een gebrekkige kindouderrelatie, dan aan organische factoren (2). Ook in Engeland bleken andere dan organische aandoeningen hierin een belangrijke rol te spelen (44). De prevalentie van anorexia nervosa bij 16-tot 18-jarige meisjes bedraagt in de VS 1% met een letaliteit van ongeveer 10%. Ongeveer 25% van de anorexia nervosagevallen is echter jonger dan 13 jaar. Anorexia nervosa is tienmaal meer frequent bij meisjes dan bij jongens (27). Obesitas op volwassen leeftijd is geassocieerd met een verhoogde morbiditeit en mortaliteit. Ook al is de relatie niet zeer sterk, toch zijn er meer en meer aanwijzingen dat overgewicht op jongere leeftijd vaak ook nefaste gevolgen zal hebben op latere leeftijd (30)(39)(16) en wordt er in de VS op elke leeftijd een screening voor obesitas aanbevolen (40). Binnen een screeningsprocedure wordt hiervoor de Body Mass Index (BMI) of Quetelet index gebruikt (20)(26)(32)(1)(41). Hij is gelijk
aan G/L², waarbij het lichaamsgewicht(G) wordt uitgedrukt in kg en de lengte (L) in meter. Extreme pathologische lengte schijnt eerder een zeldzaamheid te zijn (14)(33). Op bevolkingsniveau dienen de CLBs de algemene gezondheidsstatus in de betrokken leeftijdsgroep te beoordelen. Een normale groei is hiervoor een goede en positieve indicator. Verder dienen de proporties bepaald te worden van jongeren met vertraagde groei, met een zwaarlijvigheid(srisico) of met een verstoorde eetgewoonte. Hierbij wordt tevens bepaald in welke groepen zich deze problemen aandienen: worden de oorzaken ervan opgespoord en gecorrigeerd of wordt er verwezen voor meer gespecialiseerde hulp. In een honderdtal centra van het MST worden sinds jaren de lengte en het gewicht van duizenden kinderen gemeten en geregistreerd. Hun waarden worden vergeleken met deze van een referentiecurve uit de zeventiger jaren. Rekening houdend met de seculaire groeiverschuiving én met het ontbreken van gewicht-lengtereferenties zijn wij toe aan nieuwe referentiewaarden. Men kan zich daarbij de vraag stellen in welke mate de geregistreerde waarden van lengte en gewicht hiervoor bruikbaar zijn. Immers ter gelegenheid van elk Algemeen Periodiek Onderzoek (APO) worden lengte en gewicht geregistreerd met een nauwkeurigheid van respectievelijk tot op 1 mm en 100g. De centra voeren echter geen kwaliteitscontrole uit op de gegevens. Een systematisch onderzoek legde een aantal tekortkomingen bloot. Voor lengte en gewicht werden de proporties van niet-ingevulde en onwaarschijnlijke(|Z-score| > 4) waarden bepaald en last-digit-preference opgespoord. Voor lengte bedroegen deze proporties respectievelijk 1,7% en 0,30%, voor gewicht 1,8% en 0,13%. In 89 centra bleken “0”of “5”vaker dan toevalsmatig te verwachten valt het laatste cijfer te zijn. Een systematische afronding van lengte (5mm) of gewicht (500g) werd vastgesteld in respectievelijk 35 en 5 centra (8). Verder bestaat er geen structurele kwaliteitsbewaking van het meetmateriaal. Tenslotte “dekt”de MST registratie ongeveer 85% van de totale schoolpopulatie, mogelijks selectief. Het gebruik van deze registratie voor het opstellen van referentiewaarden heeft als voordeel dat er geen afzonderlijke studie vereist is. Een ander voordeel is wellicht dat de meer extreme waarden - althans in de goed vertegenwoordigde leeftijdsgroepen - beter benaderd worden door een routineregistratie dan via de door een statistisch model bekomen waarden op basis van een correct uitgevoerde steekproef. Wij pogen hier aan de hand van de registratiegegevens uit het schooljaar 1996-1997 referentiewaarden te leveren die een onmiddellijke verwijzing omwille van een onvoldoende lengte of van een te hoge/te lage BMI verrechtvaardigen. Daarnaast trachten wij ook referentiewaarden te bepalen die kinderen identificeren die grotere aandacht en desgevallend een verder onderzoek vereisen, dat al dan niet zal leiden tot een verwijzing. Voor de eerste reeks referentiewaarden worden de percentielen 0,4 en 99,6 voorgesteld, voor de tweede zijn dit percentielen 2 en 98.
2. Materiaal en methoden Ter gelegenheid van een Algemeen Periodiek Onderzoek (APO) van het MST werden in het schooljaar 1996-7 155.518 jongens en 148.504 meisjes van drie tot 18 jaar gemeten en gewogen. Uit het oorspronkelijk bestand van 304.031 observaties werden 9 dubbele observaties verwijderd. Onwaarschijnlijke waarden werden geïdentificeerd en verwijderd. Bij het vastleggen van het te hanteren criterium werd er rekening gehouden met de asymmetrische verdeling van lengte en gewicht. Als extreme opperwaarde werd de waarde berekend, die minimaal op een afstand van zesmaal het verschil tussen het 75ste percentiel en de mediaan, van de mediaan verwijderd is. Voor het bepalen van een extreme onderwaarde werd op een analoge manier zesmaal het verschil tussen de mediaan en het 25ste percentiel gebruikt. Het verschil tussen respectievelijk 75ste percentiel en mediaan, en tussen mediaan en 25ste percentiel, stemt ongeveer overeen met O,67 standaard deviaties (SD) van de standaard normaal verdeling. Zesmaal die afstand komt overeen met ongeveer 4 SD , wat neerkomt op een kans van ongeveer 1/30 000 om een observatie aan te treffen die kleiner of groter is en toch tot de populatie behoort. Eenzelfde criterium van 4 SD werd ook gebruikt in een Amerikaanse studie over de betrouwbaarheid van de nationale antropometrische waarden (28). De voorgestelde curven werden bekomen door schoning (‘smoothing’) van de geobserveerde waarden. Wij gebruikten hiervoor een SAS routine die bestaat uit de minimalisatie van de gewogen som van twee termen: een eerste, die bestaat uit de som van de kwadraten van de residu’s (die de ‘getrouwheid’weergeeft), en een tweede, die de integraal is van de tweede afgeleide van de curve (35).
3. Resultaten De hierna volgende figuren 1tot 6 geven de lengte, het gewicht en de BMI weer in functie van de leeftijd en dit zowel voor jongens als meisjes. In stijgende volgorde worden percentielen 0.4, 2, 9, 25, 50, 75, 91, 98 en 99.6 weergegeven.
Gezondheidsindicatoren 1998
Een vergelijking met de 2de, 50ste en 98ste geslachts en leeftijdsspecifieke BMI van de vierde Nederlandse groeistudie(1997) levert volgend resultaat op (figuren 7 en 8). Hierna volgt een vergelijking van percentielen 75, 91, 98 en 99,6 met internationale referentiewaarden van overgewicht en obesitas op kinder- en adolescentenleeftijd (10) (figuren 9 en 10). Zowel bij jongens als meisjes stemt de internationale curve voor BMi gelijk aan 30 goed overeen met onze curve voor het 98ste percentiel.
67
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 1: Lengte in functie van de leeftijd bij jongens. Registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht, 1996 - 1997.
Lengte 200 190 180 170 160 150 140 130 120 110 100 Centile
90
0.4 25 91
2 50 98
9 75 99.6
80 3
4
5
6
7
8
9
10
11
Leeftijd 66
12
13
14
15
16
17
18
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 2: Lengte in functie van de leeftijd bij meisjes. Registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht, 1996 - 1997.
Lengte 190 180 170 160 150 140 130 120 110 100 Centile
90
0.4 25 91
2 50 98
9 75 99.6
80 3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
Leeftijd 67
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 3: Gewicht in functie van de leeftijd bij jongens. Registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht, 1996 - 1997.
Gewicht Centile
0.4 25 91
100
2 50 98
9 75 99.6
90 80 70
60 50 40 30 20 10 3
4
5
6
7
8
9
10
11 Leeftijd
68
12
13
14
15
16
17
18
19
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 4: Gewicht in functie van de leeftijd bij meisjes. Registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht, 1996 - 1997.
Gewicht Centile
0.4 25 91
90
2 50 98
9 75 99.6
80
70
60
50
40
30
20
10 3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
Leeftijd 69
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 5: BMI in functie van de leeftijd bij jongens. Registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht, 1996 - 1997.
BMI 40 Centile
0.4 25 91
2 50 98
9 75 99.6
30
20
10 3
4
5
6
7
8
9
10
11 Leeftijd
70
12
13
14
15
16
17
18
19
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 6: BMI in functie van de leeftijd bij meisjes. Registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht, 1996 - 1997.
BMI 40 Centile
0.4 25 91
2 50 98
9 75 99.6
30
20
10 3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
Leeftijd 71
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 7: BMI in functie van de leeftijd bij jongens in Nederland en Vlaanderen, 1996 - 1997.
BMI 30
Centile
98 p98N
50 p50N
2 p2N
29 28 27 26
24 23 22 21 20 19 18 17 16 15 14 13 12 3
4
5
6
7
8
9
10
11
Leeftijd 72
12
13
14
15
16
17
18
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 8: BMI in functie van de leeftijd bij meisjes in Nederland en Vlaanderen, 1996 - 1997.
BMI 30
Centile
98 p98N
50 p50N
2 p2N
29 28 27 26 25 24 23 22 21 20 19 18 17 16 15 14 13 12 3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
Leeftijd 73
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 9: BMI in functie van de leeftijd bij jongens. Vergelijking van percentielen 75, 91, 98 en 99,6 in Vlaanderen met internationale referentiewaarden van overgewicht (BMI >= 25) en obesitas (BMI >=30).
BMI 30
Centile
p75 p99.6
BMI30 p98
BMI25 p91
29 28 27 26 25 24 23 22 21 20 19 18 17 16 15 14 13 12 3
4
5
6
7
8
9
10
11
Leeftijd 74
12
13
14
15
16
17
18
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 10: BMI in functie van de leeftijd bij meisjes. Vergelijking van percentielen 75, 91, 98 en 99,6 in Vlaanderen met internationale referentiewaarden van overgewicht (BMI >= 25) en obesitas (BMI >=30).
BMI 35
Centile
p75 p99.6
BMI30 p98
BMI25 p91
34 33 32 31 30 29 28 27 26 25 24 23 22 21 20 19 18 17 16 3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
Leeftijd 75
4. Bespreking 4.1. Hoe betrouwbaar zijn de gebruikte methodologie en de opgestelde curven? De WGO (32) stelt volgende criteria voor het opstellen en gebruiken van referentiecurven voor: 1. steekproef >= 200 subjecten/leeftijdsklasse/geslacht, 2. het steekproefprotocol moet duidelijk omschreven zijn en reproduceerbaar, 3. de metingen moeten zorgvuldig uitgevoerd en geregistreerd worden door geoefend personeel, met beproefd en regelmatig geijkt materiaal, 4. alle antropometrische maten die gebruikt zullen worden voor het evalueren van de nutritionele status zullen geregistreerd worden, 5. de basisgegevens die gebruikt werden voor het opstellen van de curven moeten ter beschikking blijven, 6. de methoden gebruikt voor het schonen (‘smoothing’) van de curven moeten behoorlijk beschreven en gedocumenteerd worden. Aan punten 1), 2), 4), 5) en 6) werd voldaan. Punt 3) blijft de zwakte van het geheel. Toch menen we dat de grote aantallen hiervoor compensatie bieden. De vergelijking van de BMI in Vlaanderen 1997 en Nederland 1997, met praktisch identieke 2de en 50ste percentielen bij zowel jongens als meisjes, pleit in die zin. Deze vergelijking lijkt pertinent vermits in Nederland zelf tussen de noordelijke en zuidelijke regio’s geen verschillen in BMI werden vastgesteld hoewel er indrukwekkende verschillen werden vastgesteld m.b.t. lengte (16). Voor de vastgestelde belangrijke verschillen m.b.t. het 98ste percentiel hebben we vooralsnog geen verklaring, hoewel er in de VS in het gewicht voor leeftijd bij percentiel 95 een gelijkaardig verschil werd vastgesteld tussen “geschoonde geobserveerde”en “genormaliseerde”, t.t.z. via een modelleringsproces verkregen waarden, terwijl men voor percentielen 5 en 50 praktisch identieke curven had (13). Omwille van haar impact op de screening en verdere aanpak van obesitas is deze vaststelling echter niet vrijblijvend. Indien het 97ste percentiel van een “genormaliseerde”curve overeenkomt met een 98ste percentiel van een “geschoonde geobserveerde”betekent dit dat in het eerste geval een bijkomend percent van de gescreende bevolking een bijkomende dienstverlening vergt. Dit betekent in Vlaanderen 3000 kinderen of adolescenten meer per jaar. Op de vraag welke nu de curve is, die best gebruikt wordt, is het niet eenvoudig een antwoord te geven. Enerzijds is er de stelling dat biologische waarden een normaalverdeling hebben en dat een scheve gewichtsverdeling het gevolg is van het samensmelten van twee populaties, namelijk van een normale en van een obese. In dit geval lijkt het beter de “genormaliseerde”curve te gebruiken. Daartegenover staat de stelling dat biologische waarden niet noodzakelijk een normaalverdeling hebben en dat er geen twee onderscheiden populaties zijn maar wel een grote bevolking waarbinnen er geen duidelijk onderscheid bestaat tussen ziek en gezond (41)(34). Waar in de eerste visie screening zonder enige twijfel de beste aanpak is in volksgezondheid, is dit niet zo voor de tweede. Screening is hier veel moeilijker omdat er geen goede grenswaarden bestaan. Het gevolg is een meer gemengde aanpak van problemen met zowel bevolkingsmaatregelen als individuele maatregelen en waarbij de bevolkingsstrategie het zwaarst doorweegt (34). 4.2. Keuze van de percentielen In Europa wordt gewoonlijk gekozen voor een spreiding van lengte- en gewichtpercentielen, die zich uitstrekt van de derde tot het 97ste percentiel; in Noord-Amerika bedragen die waarden respectievelijk het 5de en 95ste percentiel (11). De WGO (32) van zijn kant pleit voor het gebruik van Z-scores t.o.v. de referentiecurve. Geen van deze systemen in hun huidige vorm is onmiddellijk geschikt voor screeningsdoeleinden wegens het te grote aantal te verwijzen kinderen. Een oordeelkundige keuze van de percentielen laat een vlotte vergelijking van beide systemen toe. Indien de bestudeerde variabele normaal verdeeld is, stemt de mediaan overeen met een Z-score van 0. Onder dezelfde voorwaarden van normaliteit komen percentielen 25 en 75 overeen met ± 2/ 3 SD, percentielen 9 en 91 met ± 4/3 SD , percentielen 2 en 98 met ± 2 SD, en percentielen 0,4 en 99,6 met 8/3 SD (32)(11)(19). Bij curven bekomen door een longitudinale studie is deze set percentielen een verbetering t.o.v. de vorige. In dergelijke curven zijn de groeikanalen vanuit een statistisch standpunt immers even breed, nl. 2/3 SD . Ze laten toe het groeitraject van de kinderen te volgen en te oordelen of een kind binnen een of twee “groeikanalen”evolueert. Het voor de hand liggende voordeel van dit type groeicurven, ongeacht hun transversale of longitudinale oorsprong, bestaat erin dat ze een eenduidig en vlot gebruik voor verwijzing mogelijk maken. Kinderen en adolescenten met waarden boven percentiel 99,6 of onder percentiel 0,4 dienen onmiddellijk verwezen te worden. Indien deze waarden zich tussen de percentielen 98 en 99,6 of 2 en 0,4 bevinden, kan dit een eerste stap zijn van een screeningsprocedure, die, eventueel in een latere fase, tot een verwijzing leidt. 4.3. BMI-referentie waarden Zoals bovenvermeld is overgewicht een belangrijk gezondheidsprobleem.Over de classificatie van obesitas bij kinderen en adolescenten bestaat vooralsnog geen eensgezindheid en is het onmogelijk een beeld te geven van de globale prevalentie van obesitas in deze leeftijdsgroepen. Toch blijkt eenduidig uit onderzoek dat deze prevalentie toeneemt (17).
Zwaarlijvigheid op jeugdige leeftijd wordt meer en meer als een ernstig gezondheidsprobleem beschouwd. In de VS spreekt men van een epidemie - ongeveer 20% van de adolescenten lijden aan overgewicht (40) - en in Nederland wordt voorgesteld om het voorkómen van zwaarlijvigheid bij kinderen een prioriteit te noemen van volksgezondheid (16). Waar men kan stellen dat overgewicht een prioriteit is, blijft het belangrijk ook ondergewicht te onderkennen en te behandelen. Overgewicht op adolescentenleeftijd is een betere predictor voor overgewicht op volwassen leeftijd dan die in de kinderjaren (40). Bij kinderen en adolescenten is zij ook geassocieerd met cardiovasculaire risicofactoren zoals hypercholesterolemie en hypertensie (30)(39)(36)(6). Verder is zij geassocieerd met een verhoogd risico op een aantal kankertypes, galstenen, obstructieve slaapapnoe, veneus thrombo-embolisme en osteoarthritis. Tenslotte kan zwaarlijvigheid de levenskwaliteit beïnvloeden door bewegingsbeperking, vermindering van fysieke weerstand en andere functionele beperkingen, en verder door sociale, academische en werkdiscriminatie (40). Het is duidelijk dat gewicht (G) op zich weinigzeggend is en dient afgewogen te worden tegen de lengte (L). Het is immers evident dat gewicht totaal verschillend moet geïnterpreteerd worden indien het gaat om een lange dan wel een korte persoon. Omdat deze relatie sterk verschilt in functie van de leeftijd is een bijkomende correctie voor de leeftijd (LFT) gewenst. Ook geslacht, maturatie en andere aspecten van lichaamsbouw (korte of lange benen)kunnen zeer belangrijk zijn bij het interpreteren van het lichaamsgewicht (41). De middel/heup ratio wordt bij volwassenen aanzien als een betere predictor van de sequelen van obesitas dan de BMI en zijn betrouwbaarheid is gelijkaardig (40), ook wanneer ze zelf gemeten worden (25). Wanneer deze verhouding groter is dan 1 bij mannen en groter dan 0,8 bij vrouwen dan is dit voorspellend voor latere sequelen. Deze maat vergt echter twee bijkomende metingen en de waarde ervan bij jeugdigen dient nog geëvalueerd te worden (41). Het lijkt dus vooralsnog niet aangewezen deze maat te gebruiken in de CLB setting. Wat is dan de betere index: G/L, G/L² (BMI) of G/L³ (16)(41)(36)? In vergelijking met G/L en G/L³ beantwoordt de BMI beter aan de vereisten van een lage correlatie met lengte en een hoge correlatie met gewicht en dikte van huidplooien (16). Zo leverde een vergelijking van de BMI met een standaardtest voor lichaamsvet behoorlijke resultaten op in een groep jongeren met een leeftijd van 4 tot 20 jaar (26). Periodieke lengte- en gewichtmetingen zijn goedkoop, snel uitvoerbaar, en betrouwbaar. Zij veronderstellen een minimale training en laten een onmiddellijke berekening van de BMI toe. In het kader van de National Health and Nutrition Examination Survey (NHANES) worden lengte en gewicht automatisch geregistreerd (21). Dit opent perspectieven voor een volledig geautomatiseerde registratie van de BMI. In de VS wordt bij adolescenten een BMI >= 85ste percentiel voor geslacht en leeftijd aanzien als een basis voor verdere beoordeling, opvolging, behandeling of verwijzing (40)(20)(1). Seculaire trends voor BMI worden er opgevolgd en wijzen op een toename van overgewicht zowel bij kinderen (6-11 j.), adolescenten(12-17 j.) als volwassenen (29) al zijn de meningen hierover niet totaal eensgezind (21). In Engeland wordt eveneens de BMI gebruikt en aanbevolen als screeningsmiddel (19). Ook in de Nederlandse groeistudie van 1997 wordt aangeraden 1) BMI /LFT te verkiezen boven G/L of G/LFT en 2) BMI/LFT diagrammen cross-sectioneel te gebruiken om te bepalen of een kind zwaar of licht is in vergelijking met de referentiepopulatie . Er wordt tevens benadrukt dat het hier gaat over verhoogd risico op obesitas of ondervoeding, niet over diagnosen (41). De leeftijd waarop de ‘helling’van de BMI zich wijzigt van dalend in stijgend (de ‘adipositas rebound’) voorspelt obesitas op volwassen leeftijd. Naarmate deze rebound zich op jongere leeftijd voordoet, wordt het risico van obesitas op volwassen leeftijd groter. Of dit schema kan veranderd worden door een beter dieet of door meer lichaamsbeweging op jeugdige leeftijd is vooralsnog een onderzoeksvraag (16)(19). De International Task Force on Obesity van de WGO (ITFO) en de Europese Childhood Obesity Group (ECOG)suggereerden volgende BMI-grenswaarden (cut-off) bij jonge volwassenen: Tabel 1: Nutritionele status i.f.v. BMI.
BMI (gewicht(in Kg)/lengte²(in meter)
Nutritionele Status
< 20 20 - < 25 25 - < 30 > = 30
Ondergewicht Normaal Overgewicht Extreem overgewicht
Voor kinderen bevelen zij aan de BMI-grenswaarden voor volwassenen te extrapoleren (i.e. < 18.5 en >= 25)(16).
4.4. Gebruik van de groeicurven in een CLB setting Kinderen met een extreem abnormale groei worden gemakkelijk herkend. De bedoeling van groeimonitoring bestaat erin kinderen te identificeren met minder duidelijke maar behandelbare groeistoornissen. Bij de organische aandoeningen gaat het dan over ziekten zoals groeihormooninsufficiëntie, Turner’s syndroom en hypothyreoïdie (19), al staat het belang van groeihormoon als behandeling voor groeistoornissen bij Turner’s syndroom en bij kinderen met een “normale korte gestalte” ter discussie (15,23,38). Bij het toepassen van lengtepercentiel 3 van de Tannerreferentie bleek de frequentie van opgespoorde en behandelbare ziekte(1 op 3 à 4.000) vergelijkbaar te zijn met die van congenitale hypothyreoïdie (44). Wanneer we dan rekening houden met het feit dat FTT voor een groot deel veroorzaakt wordt door niet-organische aandoeningen is het duidelijk dat het toepassen van referentiewaarden een efficiënte screeningsmethode is. Vergeten we daarbij niet dat kinderen met een te kleine gestalte ook vaker dan anderen het voorwerp van sociale isolatie en het slachtoffer van pesterijen zijn (45). Groei is essentieel een longitudinaal proces: men spreekt van een groeipatroon. Het is derhalve nodig over meerdere meetpunten te beschikken om een patroon te evalueren. Het is dan de vraag 1) of er binnen de normale CLB-werking genoeg meetpunten zijn, die kort genoeg in de tijd op elkaar aansluiten, om dergelijke evaluatie door te voeren en 2) of we over een adequate set van referentiewaarden beschikken. Het opvolgen van de groei bij adolescenten op basis van groeicurven is niet eenvoudig. Groei gedurende de adolescentie wordt immers sterk beïnvloed door het begin van de puberteit, dat een zeer wijde spreiding in de bevolking heeft. Transversale curven, zoals deze welke wij nu voorstellen, zijn niet geëigend voor de interpretatie van longitudinale gegevens (32,12). Dit geldt speciaal voor zuigelingen en op het ogenblik van de puberteit, waar dergelijke curven de resultante zijn van zowel de “vroege”groeiers als de “late”groeiers (31). Concluderend kan men stellen dat transversale curven met omzichtigheid dienen gebruikt te worden voor het interpreteren van longitudinale gegevens en dat dit vooral geldt voor de groep adolescenten. Twee bijkomende redenen om zeer voorzichtig te zijn met longitudinale metingen, zoals groeisnelheden, is 1) dat er meerdere metingen verricht worden met een verhoogde kans op fouten en 2) dat zich het probleem voordoet van de “regression towards the mean”waarbij in twee opeenvolgende metingen kinderen met meer extreme waarden bij de eerste meting, meer centrale waarden vertonen bij de tweede meting (12, 13, 4). Verder werd vastgesteld dat het bij vijfjarige schoolkinderen onmogelijk is aan de hand van de groeisnelheid het onderscheid te maken tussen “normale korte kinderen”en die met een organische aandoening (44). In welke mate dit mogelijk is op oudere leeftijd is nog onduidelijk. Meer algemeen dient men zich binnen de werking van de CLBs de vraag te stellen op welke manier een probleem dat men opspoort, het best binnen de toegemeten tijd aangepakt wordt. In verband met groei stellen zich voornamelijk twee problemen: FTT en zwaarlijvigheid. Het is dan de vraag hoe men verder moet, waarbij erover dient gewaakt te worden welke bijkomende testen het meest efficiënt zijn. Het zou kunnen dat een vragenlijst en/of een gesprek meer doeltreffend en doelmatig blijken te zijn dan een batterij moeilijk interpreteerbare (groeisnelheid) of moeilijk valideerbare(werkelijke lengte van de ouders) metingen, die nu routinematig gebruikt worden bij de beoordeling van de groei. Wat er precies moet gedaan worden op gebied van obesitas staat ter discussie. De meningen lopen uiteen: borstvoeding is een belangrijke preventieve maatregel (7), eerder gewichtsbeheersing dan –vermindering (42), meer fysieke activiteiten en de rol van de beschikbare speelruimte (18), het concept van “Gezonde scholen” (9), en het ontbreken van evidentie dat preventie van obesitas mogelijk is (43). Wel leert de ervaring dat het moeilijk is af te slanken en slank te blijven (16). 4.5. Verdere ontwikkelingen op gebied van referentiewaarden De hier gepresenteerde referentiewaarden zullen later afgewogen worden tegen de referentiewaarden verkregen uit een degelijk opgezette groeistudie. De eerste vergelijking met Nederland stemt in dat opzicht hoopvol. Deze groeistudie zal ook referentiewaarden op gebied van groeisnelheid leveren, die in een klinische setting noodzakelijk zijn. Tenslotte zullen we nagaan in welke mate bij leerlingen die meerdere malen gemeten werden in het kader van het APO er groeisnelheden kunnen berekend worden en of deze empirische groeisnelheden vergelijkbaar zijn met deze uit de groeistudie.
5. Literatuur 1.
Barness LA, Curran JS: Obesity. In: Behrman RE, Kliegman RM, Arvin AM; senior editor Nelson WE: Nelson Textbook of Pediatrics. Philadelphia: W.B. Saunders Company, 1996, 15th ed.: 169-72.
2.
Bauchner H: Failure to Thrive. In: Behrman RE, Kliegman RM, Arvin AM; senior editor Nelson WE: Nelson Textbook of Pediatrics. Philadelphia: W.B. Saunders Company, 1996, 15th ed.: 122-123.
3.
Bland JM, Altman DG: Regression towards the mean. Brit Med J 1994; 308; 1499.
4.
Bland JM, Altman DG: Some examples of regression towards the mean. Brit Med J 1994; 309; 780.
5.
Bobak M, Kritz B, Leon DA, Danova J, Marmot M: Socioeconomic Factors and Height of Preschool Children in the Czech Republic. Am J Public Health 1994; 84; 1167-1170.
6.
Burns TL, Moll PP, Lauer RM: The relation between ponderosity and coronary risk factors in children and their relatives: the Muscatine Ponderosity Family Study. Am J Epidemiol 1989; 129; 973-987.
7.
Campbell C: Breast feeding is important. Brit Med J 2000; 320; 1401.
8.
Capet F, Bogaerts K, Aelvoet W: Verwerking Registratiegegevens van het Medisch Schooltoezicht 1993-4, 1994-5. Lengte en gewicht. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Brussel 1996.
9.
Carter J. Lyons A: Healthy schools approach is needed. Brit Med J 2000; 320; 1402.
10.
Cole TJ, Belizzi MC, Flegal KM, Dietz WH: Establishing a standard definition for child overweight and obesity worlwide: international survey. Br Med J 2000; 320; 1240-1243.
11.
Cole TJ: Do growth charts centiles need a face lift? Br Med J 1994; 308; 641-642.
12.
Cole TJ: Growth charts for both cross-sectional and longitudinal data. Statistics in Medecine, 1994; 13; 2477-2492.
13.
Dibley MJ, Goldsby JB, Stachling NW, Trowbridge FL: Development of normalized curves for the international growth reference: historical and technical considerations. Am J. Clin Nutr 1987; 46; 736-748.
14.
DiGeorge: Hyperpituitarism. In: Behrman RE, Kliegman RM, Arvin AM; senior editor Nelson WE: Nelson Textbook of Pediatrics. Philadelphia: W.B. Saunders Company, 1996, 15th ed.: 1577-1578
15.
Donaldson MC: Jury still out on growth hormone for normal short stature and Turner’s syndrome. Lancet 1996; 348; 3-4.
16.
Fredriks AM, van Buuren S, Wit JM, Verloove-Vanhorick SP: Body Mass Index measurements in 1996-7 compared with 1980. Arch Dis Child 2000; 82; 107-112.
17.
Frühbeck G: Childhood obesity: time for action, not complancy. Definitions are unclear, but effective interventions exist. Brit Med J 2000; 320; 328-329.
18.
Guthrie C: Opportunity for physical activity has been lost. Brit Med J 2000; 320; 1401-1402.
19.
Hall DMB: Monitoring children’s growth. New charts will help. Br Med J 1995; 311; 583-584.
20.
Hammer LD, Kraemer HC, Wilson DM, Ritter PL, Dornbush SM: Standardized Percentile Curves of Body-Mass Index for Children and Adolescents. Am J Dis Child 1991; 145; 259-263.
21.
Harlan WR, Landis JR, Flegal KM, Davis CS, Miller ME: Secular trends in body mass in the United States, 1960-1980. Am J Epidemiol 1988; 128; 1065-1074.
22.
Hauspie RC en Vercauteren M: Seculaire groeiverschuivingen in internationaal perspectief. In: Wit JM: De vierde landelijke groeistudie. Symposiumcommissie: Wit JM, Verloove-Vanhorick SP, DelemarreVan de Waal HA en Merkx J. Leiden: TNO Preventie en Gezondheid en Leids Universitair Medisch Centrum afdeling Kindergeneeskunde, 1998, 15-35.
23.
Hindmarsh PC, Brook GD: Final height of short normal children treated with growth hormone. Lancet 1996; 348; 1316.
24.
Hoppenbrouwers K: Worden Vlaamse Kinderen groter, zwaarder, zwaarlijviger? Informatieblad VWVJ 1996; 12; 52-63.
25.
Kushi LH, Kaye SA, Folsom AR, Soler JT, and Prineas RJ: Accuracy and reliability of self measurement of body girths. Am J Epidemiol 1988; 128; 740-748.
26.
Lazarus R, Baur L, Webb K, and Blyth F: Body mass index in screening for adiposity in children and adolescents: systemic evaluation using receiver operating characteristic curves. Am J Clin Nutr 1996; 63; 500-506.
27.
Litt IF: Anorexia Nervosa and Bulimia. In Behrman RE, Kliegman RM, Arvin AM; senior editor Nelson WE: Nelson Textbook of Pediatrics. Philadelphia: W.B. Saunders Company, 1996, 15th ed.: 549-550.
28.
Marks GC, Habicht JP, Mueller WH: Reliability, dependability, and precision of anthropometric measurements: theSecond National Health and Nutrition Examination Survey 1976-1980. Am J Epidemiol 1998; 130; 578-587.
29.
MMWR: Update: Prevalence of Overweight Among Children, Adolescents, and Adults - United States, 1988-1994. MMWR 1997; 46; 199-202.
30.
Must A, Jacques PF, Dallal GE, Bajema CJ, Dietz WH: Long-term Morbidity and Mortality of Overweight Adolescents. A follow-up of the Harvard Growth Study of 1922 to 1935. N Engl J Med 1992; 327; 1350-1355.
31.
Needlman RD: Assessment of Growth. In: Behrman RE, Kliegman RM, Arvin AM; senior editor Nelson WE: Nelson Textbook of Pediatrics. Philadelphia: W.B. Saunders Company, 1996, 15th ed.: 63-67.
32.
Rapport d’un comité OMS d’experts sur l’utilisation et l’interprétation de l’anthropométrie: Utilisation et interprétation de l’anthropométrie. Génève: OMS, Série de Rapports techniques, 1995, 854.
33.
Robinson LK: Marfan Syndrome. In: Behrman RE, Kliegman RM, Arvin AM; senior editor Nelson WE: Nelson Textbook of Pediatrics. Philadelphia: W.B. Saunders Company, 1996, 15th ed.: 1982-1983.
34.
Rose G: The strategy of preventive medecine. Oxford: Oxford University Press, 1992.
35.
SAS Institute Inc.: SAS® System for Statistical Graphics. Cary, NC: SAS Institute Inc., 1991, First Ed.: 165.
36.
Smoak CG, Burke GL, Webber LS, et al.: Relation of obesity to clustering of cardiovascular disease risk factors in children and young adults: The Bogalusa Heart Study. Am J Epidemiol 1987; 125; 364-372.
37.
Steenbekkers LPA: Relevantie van actuele gegevens over lichaamsmaten voor het ontwerpen van ge bruiksvoorwerpen en meubilair voor kinderen. In: Wit JM: De vierde landelijke groeistudie. Symposium commissie: Wit JM, Verloove-Vanhorick SP, Delemarre-Van de Waal HA en Merkx J. Leiden: TNO Preventie en Gezondheid en Leids UniversitairMedisch Centrum afdeling Kindergeneeskunde, 1998, 15-35.
38.
Taback SP, Collu R, Deal CL, et al.: Does growth-hormone supplementation affect adult height in Turner’s syndrome? Lancet 1996; 348; 25-27.
39.
Twisk JWR, Kemper HCG, van Mechelen W, and Post GB: Tracking of Risk Factors for Coronary Heart Disease over a 14-Year Period : A Comparison between Lifestyle and Biologic Risk Factors with Data from the Amsterdam Growth and Health Study. Am J Epidemiol 1997; 145; 888-898.
40.
U.S. Preventive Service Task Force: Screening for Obesity. In: Guide to clinical preventive services, Baltimore: Williams & Wilkins, 1996, 2nd ed.: 219-229.
41.
Van den Broeck J.: Te dik of te dun: gewicht naar lengte of “Body Mass Index”? In: Wit JM: De vierde landelijke groeistudie. Symposiumcommissie: Wit JM, Verloove-Vanhorick SP, Delemarre-Van de Waal HA en Merkx J. Leiden: TNO Preventie en Gezondheid en Leids Universitair Medisch Centrum afdeling Kindergeneeskunde, 1998, 15-35.
42.
Viner R, Bryant-Waugh R, Nicholls D, Christie D: Aim should be weight maintenace, not loss. Brit Med J 2000; 320; 1401.
43.
Vlassov V: Interventions should be critically evaluated. Brit Med J 2000; 320; 1402.
44.
Voss LD, Mulligan J, Betts PR, Wilkin TJ: Poor growth in school entrants as an index of organic disease: the Wessex growth study. Br Med J 1992; 305; 1400-1402.
45.
Voss LD, Mulligan J: Bullying in school: are short pupils at risk? Questionnaire study in a cohort. Brit Med J 2000; 320; 612-613.
Jongeren en Gezondheid: Invloed van socio-economische klasse op gezondheidsgedrag Vereecken C., Maes L. Universiteit Gent, vakgroep maatschappelijke gezondheidskunde http://allserv.rug.ac.be/~cvereeck/hbsc/
1. Inleiding en procedure Deze studie maakt deel uit van een internationale studie, uitgevoerd onder toezicht van de Wereldgezondheidsorganisatie. Het project is gebaseerd op bevolkingsonderzoeken in een toenemend aantal (vooral Europese) landen en dit om de vier jaar (met, in sommige landen, speciale surveys om de 2 jaar). In 1998 werd de enquête ‘Jongeren en Gezondheid’voor de 4de keer uitgevoerd in Vlaanderen. Meer dan 12.000 jongeren namen deel aan het onderzoek. De gegevens werden verzameld in representatieve steekproeven van de lagere en middelbare scholen in Vlaanderen. Als techniek voor het trekken van de steekproef wordt vanuit praktisch oogpunt, de “cluster sampling”(met een klas als cluster) gebruikt. In tegenstelling tot volledige enkelvoudige random sampling, kunnen de antwoorden van de leerlingen dan echter niet volledig onafhankelijk van elkaar gezien worden daar leerlingen van dezelfde klas of school mogelijk meer gelijkend zijn dan leerlingen in het algemeen. Dit betekent dan ook dat de sample iets groter dient te zijn dan bij enkelvoudige random sampling. De afdeling Begroting en Gegevensbeheer van het departement Onderwijs van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap leverde een volledige lijst van scholen waar lager onderwijs of secundair onderwijs wordt gegeven (exclusief scholen voor Bijzonder Onderwijs en sinds 1998 inclusief scholen voor deeltijds onderwijs). Gebruik makend van het leerlingenaantal van het voorgaande schooljaar, werd hieruit voor het lager onderwijs en voor het secundair onderwijs, een random steekproef getrokken, rekening houdend met de verschillende onderwijsnetten en zodanig dat elke in aanmerking komende leerling evenveel kans maakte om getrokken te worden. De geselecteerde scholen werd gevraagd een lijst op te maken van de klassen met vermelding van het aantal leerlingen per geslacht en met vermelding van de onderwijsvorm voor het secundair onderwijs. Vervolgens werden random klassen geselecteerd per school, doch zodanig dat er een representatief beeld naar geslacht, graad en onderwijstype bekomen werd. Internationaal was vooropgesteld dat een klas 25 leerlingen telt. Om dit aantal te bekomen werd een klas niet bezien als haar administratieve eenheid, maar als een groep leerlingen die een lessenpakket - en niet noodzakelijk álle lessen - tezamen volgt. Prevalentiecijfers naar leeftijdsgroep en geslacht en naar opleiding en geslacht zijn terug te vinden in ‘Gezondheidsindicatoren 1997’.Voor het weergeven van prevalentiecijfers werden de gegevens gestandaardiseerd naar leerjaar, opleiding en geslacht zodat een representatief beeld voor de populatie van 1998 wordt weergegeven. In wat volgt zal nagegaan worden of er ook een associatie bestaat tussen gezondheidsgedrag en socio-economische klasse (SES)
2. Methode De analyses werden beperkt tot de leerlingen van de 2de en 3de graad middelbaar onderwijs (2.958 jongens (gewogen: 3.214) en 2.872 meisjes (gewogen: 3.062) gezien ongezond en risicozoekend gedrag op deze leeftijd meer voorkomt dan op jongere leeftijd. De sociaal-economische situatie van de jongeren werd bepaald aan de hand van de beroepen van de ouders. Deze beroepen, bevraagd met een open vraag, werden gecategoriseerd aan de hand van een classificatiesysteem dat reeds zijn waarde betuigd had - zelfs op internationaal vlak - bij het vergelijken van groepen die van elkaar verschillen op gebied van levensomstandigheden, sociale mobiliteit....: het Erikson-GoldthorpePortocareroschema (EGP) (2).
Dit systeem bestaat uit 10 groepen waar voor deze studie nog een aantal groepen inactieven (werklozen, huisvrouwen, gepensioneerden, invaliden/beroepszieken, in loopbaanonderbreking, vrijwilligers… ) evenals een aantal groepen die niet voldoende accuraat in deze EGP-groepen konden gecategoriseerd worden (arbeiders, bedienden, zelfstandigen, militairen en onthaalmoeders), werden aan toegevoegd. De aldus bekomen groepen werden opnieuw herleid naar een drievoudige hiërarchische klassenindeling, zoals gepresenteerd door Erikson en Goldthorpe (1). De groepen EGP1 (hogerleidinggevende en professionele beroepen, inclusief grotere ondernemers) en EGP2 (middelbare leidinggevende en professionele beroepen) werden hercodeerd naar de hoogste (‘service’) klasse, de groep EGP3 (routine hoofdarbeid), EGP4 (kleine zelfstandigen met personeel), EGP5 (kleine zelfstandigen zonder personeel), EGP6 (landbouwers en veehouders), EGP7 (zelfstandigen, bedienden en onthaalmoeders) naar de intermediaire klasse , de groep EGP8 (geschoolde handarbeiders), EGP9 (halfgeschoolde, geoefende en ongeschoolde handarbeiders’), EGP10 (landarbeiders), de arbeiders en de werkzoekenden naar de laagste (‘arbeiders’) klasse . Vervolgens werd de hoogste socio-economische status van beide ouders aanzien als de socio-economische status van de jongere. Jongeren van wie een van beide ouders niet kon geclassificeerd worden of wiens beide ouders overleden waren, werden buiten beschouwing gelaten. Jongeren uit éénoudergezinnen waarvan de ouder economisch inactief was (met uitzondering van gepensioneerd), werden aan de arbeidersklasse toegevoegd. Aan 90,4% van de totale groep respondenten kon aldus een SES-indicatie toegekend worden (39,7% behoorde tot de hoogste klasse, 32% tot de intermediaire en 28,3% tot de arbeidersklasse). Deze categorisatie is ver van perfect: · ·
·
Onvolledige informatie van de leerlingen heeft ongetwijfeld meer dan eens tot het onderbrengen in ver keerde beroepsgroepen geleid. De sector waarbinnen men werkt evenals het al of niet werken volgens een bepaald ploegensysteem kan soms een belangrijkere indicatie zijn voor een bepaalde economische positie dan bovenstaande klassenindeling. De sociaal-economische status van iemand is van meer afhankelijk dan het beroep dat men uitoefent.
3. Resultaten Voor het vergelijken van de verschillende socio-economische groepen (SES-groepen) werd gebruik gemaakt van logistische regressies waarbij de hoogste SES-groep als referentiecategorie werd genomen en waarbij werd gecorrigeerd voor leeftijd en geslacht. De gemiddelde leeftijd van de jongeren was 16,7 jaar (st.dev.: 1.36). In tabel 1 is de verdeling over de verschillende onderwijsvormen weergegeven voor de 3 SES-klassen. Hierin valt op dat vooral de jongeren uit een hogere SES-klasse ASO volgen terwijl jongeren uit de lagere SES-groep eerder BSO volgen. Tabel 1: Verdeling over de verschillende opleidingsgroepen binnen de 3 SES-groepen.
Hoog ASO TSO BSO Totaal
1.409 595 225 2.229
(63,2%) (26,7%) (10,1%) (100%)
Intermediair 666 676 484 1.826
(36,5%) (37,0%) (26,5%) (100%)
Laag 328 615 670 1.613
(20,3%) (38,1%) (41,5%) (100%)
Wat het gebruik van alcohol betreft, werd nagegaan of er significant meer respondenten uit een bepaalde klasse wekelijks bier, wijn of sterkedrank drinken (figuur 1). Alleen wat wijn betreft werd een significant verschil gevonden, waarbij er meer uit de hoogste SES-klasse wekelijks wijn drinken dan respectievelijk de intermediaire (OR: 0,75, BI: 0,60-0,92) en de lagere klasse (OR: 0,55, BI: 0,43-0,70). Wat het voorkomen van herhaald overmatig drinken van alcohol betreft (minimaal 4 keer dronken geweest zijn), werd er eveneens geen significant verschil gevonden.
Figuur 1: Wekelijks bier, wijn of sterkedrank en frequente dronkenschap binnen de 3 SES-groepen.
40% 30% 20% 10% 0% hoog min.4 maal dronken
intermediair wekelijks bier drinken
wekelijks wijn
laag wekelijks sterkedrank
Figuur 2 toont de prevalentie van regelmatig roken (wekelijks en dagelijks) en figuur 3 het percentage respondenten die ooit hasj gebruikt hebben en die afgelopen maand hasj gebruikten. Wat opvalt is dat er meer jongeren in de eerder lagere sociaal- economische positie regelmatig roken (OR wekelijks roken laag versus hoog: 1,25, BI: 1,08-1,44) doch dat er minder van hen ooit of afgelopen maand hasj gebruikt hebben (OR ooit hasj laag versus hoog: 0,67, BI:0,58 -0,78; intermediair versus hoog: 0,79, BI: 0,68-0,91). Figuur 2: Regelmatig roken (wekelijks, dagelijks) binnen de 3 SES-groepen. 40% 30% 20% 10% 0% hoog
intermediair wekelijks roken
laag
dagelijks roken
Figuur 3: Gebruik van hasj (ooit en afgelopen maand) binnen de 3 SES-groepen. 40% 30% 20% 10% 0% hoog ooit hasj gebruikt
intermediair afgelopen maand hasj gebruikt
laag
De odds-ratio’s voor het gebruik van medicatie in de afgelopen maand zijn terug te vinden in figuur 4. Gezien een odds hoger dan 1 betekent dat het gebruik van medicijnen in de afgelopen maand hoger lag dan het gebruik van medicijnen bij de jongeren met een hogere SES-positie, blijkt dat er toch duidelijk sneller naar medicatie wordt gegrepen in de lagere SES-klassen. Zo gebruikte bijvoorbeeld 38,2% uit de hoogste SES-groep afgelopen maand minstens één geneesmiddel of pilletje tegen hoofdpijn, waar dit voor de intermediaire groep 44,3% was en voor de laagste SES-groep 46,1%. Met betrekking tot zenuwachtigheid gebruikte zowat 2,9% een geneesmiddel uit de hoogste SES-groep, voor de intermediaire groep was dit 4,0% en voor de laagste SESgroep 5,4%. Figuur 4: Odds-ratio's voor de consumptie van geneesmiddelen gedurende de voorbije maand. 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0
Wat voeding betreft zijn de odds-ratio’s voor het al dan niet gegeten hebben van de opgesomde voedingsitems gedurende de vorige dag, uitgezet in figuren 5a & 6b. Hieruit blijkt dat de lagere SES-groep minder de gezonde voedingsmiddelen (fruit, groenten, bruin brood, magere melk en andere melkproducten) gegeten of gedronken heeft en meer de minder gezonde items (zoals volle melk, koffie, zoete frisdrank, friet en chips) consumeerde. Er werd geen significant verschil gevonden voor snoep, gebak, vlees en eieren. Figuur 5a: Odds-ratio's voor het gisteren gegeten hebben van de opgesomde voedingsmiddelen. 2
1,5
1
0,5
0
Figuur 5b: Odds-ratio's voor het gisteren gegeten hebben van de opgesomde voedingsmiddelen. 2,5
2
1,5
1
0,5
0
Jongeren uit de hogere SES-groep eten vaker een ontbijt: 69,4% 6-7 dagen per week, waar dit voor de intermediaire en lagere SES-groep respectievelijk slechts 57,6% en 52% is. Ook wat tandhygiëne betreft, is er een associatie vast te stellen met de SES-klasse (OR intermediaire versus hoogste: 0,8, BI: 0,7-0,91; OR laagste versus hoogste: 0,66, BI: 0,58-0,76): 55,4% van de hoogste SES-groep gaf aan dagelijks meermaals zijn tanden te poetsen, 50,7% van de intermediaire groep en 45,7% van de groep met de laagste SES. Minder jongeren uit de lagere SES-groep gebruiken tandgaren (11,6% versus 14,4 en 17,3%) en meer jongeren uit de lagere SES-groep weten niet wat het is (22,9% versus 17,3 en 13,7%). Wat het dragen van een veiligheidsgordel - ook achteraan in de wagen in België reeds verplicht sinds 1991 betreft, blijkt dat ver van iedereen dit altijd doet. Slechts 41,0% van de jongeren met hogere SES meldt altijd een gordel te dragen, 34,7% van de groep uit de intermediaire klasse (OR: 0,76, BI: 0,66-0,86) en nog minder uit de groep met de laagste SES: 30,9% (OR: 0,63, BI:0,55-0,73). Voelen jongeren uit een lager SES-milieu zich minder gelukkig, hebben zij minder zelfvertrouwen, voelen zij zich meer eenzaam, denken zij vaker aan zelfmoord … ? In tabel 2 zien we dat iets minder jongeren uit de lagere SES-groep zich gelukkig voelen en dat er iets minder zijn die altijd tot meestal zeker van zichzelf zijn. Wat het zich eenzaam voelen en aan zelfmoord denken betreft, werden geen verschillen terug- gevonden. Tabel 2: Psychisch welbevinden binnen de 3 SES-groepen. hoog Zich gelukkig voelen Zich meestal zeker van zichzelf voelen
intermediair
laag
OR intermediair versus hoog
OR laag versus versus hoog
2.012 (90,6%) 1.642 (90,4%) 1.419 (88,3%) 0,98 (0,79 – 1,22)
0,78 (0,63 – 0,97)
1.245 (56,1%)
952 (52,2%)
790 (49,7%) 0,86 (0,75 – 0,89)
0,77 (0,67 – 0,88)
Zich vaak eenzaam voelen
244 (11,0%)
182 (10,0%)
213 (13,2%) 0,89 (0,72 – 1,10)
1,25 (1,02 – 1,53)
Aan zelfmoord denken
944 (43,2%)
774 (43,1%)
677 (43,2%) 0,98 (0,85 – 1,11)
0,99 (0,87 – 1,14)
Jongeren uit de lagere SES-groep gaan even graag naar school als jongeren uit de hogere SES-groep, doch minder onder hen zijn van plan om verder te studeren na de leerplicht en meer onder hen hebben reeds een jaar overgedaan (tabel 3). Ten slotte wordt er door de lagere SES-groep veel meer tv gekeken en wordt er in de hogere SES-groep regelmatiger gepraat met de ouders over hun opvattingen en de dingen die hen interesseren. Tabel 3: School en vrije tijd binnen de 3 SES-groepen. hoog Eerder graag naar school Van plan verder te studeren na leerplicht Min. 1 keer blijven zitten Min. wekelijks praten met ouders 2 uren of meer tv per dag
1.198 (54,1%)
intermediair
laag
OR intermediair versus hoog
OR laag versus versus hoog
938 (51,6%)
828 (51,5%) 0,90 (0,79 – 1,03)
0,92 (0,80 – 1,05)
1.758 (79,1%) 1.124 (61,8%)
714 (44,4%) 0,41 (0,35 – 0,47)
0,20 (0,17 – 0,23)
642 (39,9%) 1,60 (1,35 – 1,87)
2,19 (1,85 – 2,58)
1.673 (75,8%) 1.330 (74,1%) 1.068 (68,9%) 0,92 (0,79 – 1,07)
0,71 (0,61 – 0,83)
556 (25,0%)
860 (38,7%)
617 (33,9%)
913 (50,1%)
965 (59,9%) 1,65 (1,45 – 1,88)
2,50 (2,18 – 2,87)
4. Besluit Algemeen kunnen we uit deze resultaten besluiten dat er verschillen op gebied van gezondheidsgedrag tussen jongeren met verschillende sociaal(-economische) positie bestaan (bv. voeding), doch niet voor álle gezondheidsgedragingen (bv. frequente dronkenschap). De verschillen die gevonden worden, spreken in het voordeel van de jongeren met een hogere sociaal-economische positie. De uitzondering hierop vormt het gebruik van hasj. Een mogelijke verklaring zou kunnen zijn dat jongeren uit de lagere sociaal-economische klasse over minder financiële middelen beschikken om hasj te kopen. Iets wat zich mogelijk ook weerspiegelt in het hoger percentage jongeren uit de hogere SES-klasse die wekelijks wijn drinken.
5. Literatuurlijst 1.
Erikson R, Goldthorpe J.: The Constant Flux, Oxford: Clarendon Press. 1992.
2.
Kunst AE, Cavelaars JM, Groenhof F, Geurts JJM, Mackenbach JP: EU Working Group on Socioeconomic Inequalities in Health. Socio-economic Inequalities in Morbidity and Mortality in Europe: a Comparative Study. Country report, 1996, volume 3.
Trends in de gezondheid van eerstejaarsstudenten van de K.U.Leuven 1991 - 1999 Vandermeulen C., Hoppenbrouwers K., Roelants M., De Cock I., De Cock P. Dienst Jeugdgezondheidszorg, K.U.Leuven, Kapucijnenvoer 35, 3000 Leuven.
Samenvatting De evolutie van groei, de veranderingen in leefgewoonten en de bevindingen van het klinisch onderzoek van eerstejaarsstudenten van de K.U.Leuven, jaarlijks geregistreerd gedurende een periode van 8 jaar (19911999), worden in dit artikel beschreven. Volgende trends werden waargenomen: 1.
2. 3. 4. 5. 6. 7.
Een seculaire evolutie van lengte (+0,8 cm voor mannelijke en +0,6 cm voor vrouwelijke studenten) en gewicht (ongeveer +1 kg voor beide geslachten), zonder toename in BMI, van zowel mannelijke als vrouwelijke studenten; Een lichte vervroeging van de leeftijd van menarche voor vrouwelijke studenten; Een daling van het percentage studenten met exacte vaccinatiegegevens voor tetanus en rubella; Een toename van het percentage rokers, bij zowel mannelijke als vrouwelijke studenten; Een stijging van het aantal vrouwelijke studenten die de anticonceptieve pil neemt, met start op steeds jongere leeftijd; Klachten (zowel lichamelijke als psychische) op het moment van het preventief onderzoek bij 33% van de studenten (laatste 3 academiejaren); Klachten inzake psychische gezondheid bij 4,5% van de mannelijke en 10% van de vrouwelijke studenten (academiejaar 1998/1999).
De gegroepeerde registratiegegevens bieden jaarlijks een overzicht van de gezondheid en psychische problemen van de eerstejaarsstudent. Deze gegevens vormen een uitstekende basis voor selectie en organisatie van gerichte (thematische) preventiecampagnes naar de ganse studentenpopulatie en naar risicogroepen toe.
1. Inleiding Het preventief geneeskundig onderzoek van studenten vindt in heel Europa zijn oorsprong in een lange traditie van schoolhygiëne, waarbij de profylaxe van besmettelijke aandoeningen (onder meer tuberculose) op de voorgrond stond. Zo ook aan de K.U.Leuven waar sinds 1939 de eerstejaarsgeneratiestudenten (studenten die zich voor de eerste maal inschrijven aan de K.U.Leuven) preventief onderzocht worden. Dankzij de toename van de welvaart en efficiëntere behandeling van infectie- ziekten, verplaatste het zwaartepunt van de gezondheidsproblemen bij jongeren zich van louter lichamelijke (infectieuze) aandoeningen naar problemen gerelateerd aan leefgewoonten en psychische gezondheid, en kwamen de traditionele preventieve programma’s voor studenten meer en meer onder druk te staan en werden zij op vele plaatsen afgeschaft. In België werd tot in 1985 aan alle Vlaamse universiteiten een medisch onderzoek aan de studenten aangeboden, gesubsidieerd door de overheid. De Katholieke Universiteit Leuven is, ondanks het wegvallen van de subsidies in 1985 en mits belangrijke inhoudelijke aanpassingen, een preventief geneeskundig aanbod voor eerstejaarsstudenten blijven organiseren. De rationale voor het behoud van een preventief geneeskundig onderzoek voor eerstejaarsstudenten is tweevoudig. Enerzijds biedt het de universiteit de gelegenheid evoluties inzake prevalentie van ziekten, trends in leefgewoonten en veranderingen in het psychisch welbevinden van studenten, alsook problemen gerelateerd aan het studieproces te detecteren en te anticiperen, onder meer door het voeren van een gericht preventief beleid. Anderzijds kan door het individuele karakter van dit onderzoek aan elke student advies op maat meegegeven worden. Studenten worden bijkomend gestimuleerd om hun gezondheid in eigen handen te nemen en er zelf de verantwoordelijkheid voor te dragen. De gegevens die in dit artikel voorgesteld worden, zijn het resultaat van de medische contacten met de eerstejaarsgeneratiestudenten van de K.U.Leuven in de periode 1991-1999. Sinds 1991 gebeurt de administratieve voorbereiding, maar ook de registratie van medische bevindingen, op een geïnformatiseerde wijze. Hierdoor werd standaardisatie en rapportering van de gegroepeerde gegevens over een periode van 8 jaar mogelijk.
2. Materiaal en methoden Het betreft een retrospectieve studie van alle geïnformatiseerde medische dossiers van de eerstejaarsstudenten die zich aanboden voor een preventief geneeskundig onderzoek over een periode van 8 jaar. Alle eerstejaarsstudenten worden in de loop van het academiejaar schriftelijk voor dit onderzoek uitgenodigd. De uitnodiging is vergezeld van een uitgebreide persoonlijke en medische vragenlijst, die door de student vooraf ingevuld wordt en dient als leidraad voor het hele preventief geneeskundig onderzoek. De consultatie zelf bestaat uit 2 delen : 1.Een biometrisch luik, uitgevoerd door een verpleegkundige, dat zich toespitst op administratieve gege vens, lengtemeting, rookgedrag en vaccinatiestatus. De gedocumenteerde bescherming tegen tetanus, poliomyelitis, rubella (meisjes) en bof (jongens), wordt getoetst aan de Vlaamse vaccinatiekalender. Bij onvoldoende bewijs van correcte vaccinatie wordt de student doorverwezen naar de huisarts. Op indicatie wordt bijkomend de gezichtsscherpte geëvalueerd of een controle van de urine uitgevoerd. 2. In een medisch luik, uitgevoerd door een arts, zijn de persoonlijke medische voorgeschiedenis en mogelijke actuele problemen aan de orde. Speciale aandacht gaat naar het psychisch welbevinden van de student en er wordt onder meer gepeild naar aanpassingsmoeilijkheden met betrekking tot het zelfstandig studentenleven, de studiedruk, faalangst en eventuele familiale of persoonlijke moeilijkheden. Adviezen inzake leefgewoonten, gezonde voeding, sport, studies en specifieke medische “topics”worden verstrekt volgens de noden van de student. Het klinisch onderzoek houdt, naast een volledige check-up, onder meer een preventief borstonderzoek in voor vrouwelijke en een andrologisch onderzoek voor mannelijke studenten. Indien tijdens het onderzoek nieuwe problemen worden vastgesteld, wordt de student hiervoor doorverwezen naar zijn behandelend arts. Voor de verdere diagnose en eventuele begeleiding van psychische problemen kan door nauwe samenwerking met het psychotherapeutisch centrum van de K.U.Leuven in een professionele begeleiding binnen de K.U.Leuven voorzien worden. Sinds de eerste geïnformatiseerde registratie in 1991 werd het dossier jaarlijks op een aantal punten aangepast en, waar mogelijk, verfijnd. Om die reden zijn voor de verschillende academiejaren niet steeds dezelfde (vergelijkbare) gegevens beschikbaar. Bovendien dekken een aantal gegevens niet de gehele populatie, omwille van niet of slecht geregistreerde gegevens. Het percentage niet-ingevulde items varieert van 0,1% tot soms 5%, afhankelijk van het onderwerp en het academiejaar.
3. Resultaten In de vermelde periode werden 34.483 studenten (95,7% van de totale populatie van eerstejaarsstudenten in de betreffende academiejaren) onderzocht, waarvan 15.993 mannelijke (46,6%) en 18.490 vrouwelijke studenten (53,6%). De voornaamste reden van niet-deelname aan het onderzoek was een vroegtijdige stopzetting van de studies. De leeftijd van de overgrote meerderheid van studenten situeert zich tussen 17 en 21 jaar (98,3%), met een piek op 18 jaar (70,8%), en schommelend tussen 15 en 59 jaar. Van 1991 tot 1999 werd een seculaire toename van de gemiddelde lengte geobserveerd van +0,8 cm voor de jongens en +0,6 cm voor de meisjes. Een gelijkaardige trend werd waargenomen voor het gemiddelde gewicht, met een toename voor beide geslachten van ongeveer +1 kg. De lengte- en gewichtstoename in deze tijdsspanne was proportioneel zo dat de gemiddelde BMI nagenoeg niet veranderde.
Gezondheidsindicatoren 1998
Figuur 1: Evolutie van de Body Mass Index van 18-19-jarige mannelijke studenten (empirische percentielen).
BMI (kg/m²) 28 P97 26
24
P90
22
P75 P50
20
P25 P10
18
P3 92
94
96
98
academiejaar
Figuur 2: Evolutie van de Body Mass Index van 18-19-jarige vrouwelijke studenten (empirische percentielen). BMI (kg/m²) 28 P97 26 P90
24
P75
22
P50
20
P25 18
P10 P3 92
94
96
98
academiejaar
91
De zwaarlijvigste jongens van 1999 bleken echter nog extremer zwaarlijvig te zijn dan hun leeftijdsgenoten uit 1991. Dit uit zich in een BMI-waarde op de 97ste percentiel die verder afwijkt naar boven toe. Deze trend is minder uitgesproken voor meisjes. Daar observeerden we zelfs het tegengestelde: een afname tijdens het laatste academiejaar van de BMI-waarden voor alle empirische percentiellijnen. Bij de controle van de vaccinatiegegevens op het ogenblik van het preventief geneeskundig onderzoek stelden we de laatste jaren een lichte daling vast van het percentage studenten dat in staat was adequate informatie omtrent hun laatste tetanusvaccinatie te geven (83,5% tot 81,9%) (tabel 1). Tabel 1: Percentage studenten met gedocumenteerde vaccinatie of bescherming voor en na verwijzing.
Academiejaar 1991/92 1992/93 Tetanus (M+V) Vóór verwijzing Na verwijzing
1993/94 1994/95 1995/96 1996/97
1997/98
1998/99
78,8 83,5
81,4 88,3
81,5 90,2
83,5 89,6
81,9 88,4
82,3 89,3
82,8 92,9
81,9 92,7
94,8 97,2
88,4 95,9
89,5 96,6
91,2 97,5
88,8 96,2
86,8 96,4
82,3 97,1
83,9 97,4
63,1 74,2
61,4 72,9
65,4 80,0
65,2 75,6
66,0 75,5
69,5 78,5
69,8 82,2
72,2 84,0
Rubella (alleen V) Vóór verwijzing Na verwijzing Bof (alleen M) Vóór verwijzing Na verwijzing
Het percentage studenten dat daarentegen over een bewijs van correcte inenting tegen tetanus beschikte na verwijzing naar de huisarts steeg over 8 jaar van 83,5% in 91/92 tot 92,7% in 98/99. Voor rubella lag in 1999 de proportie vrouwelijke studenten met gedocumenteerde bescherming (vaccinatie of antistoftiter) op het moment van het geneeskundig onderzoek ongeveer 10% lager dan acht jaar eerder. Het percentage vrouwelijke studenten met een uiteindelijk bewijs van bescherming, na verwijzing naar de huisarts, bleef echter constant (97,2% in 1991 en 97,4% in 1999). In de periode 1991-1999 was een stijging van bijna 10% waar te nemen van mannelijke studenten die een bewezen immuniteit tegen bof konden voorleggen (van 63,1% tot 72,2%). Na het opvragen van de vaccinatiegegevens en verwijzing naar de behandelend arts, werd over het verloop van deze periode, een bijkomende stijging van de bewezen beschermingsgraad van 74,2% in 1991 tot 84,0% in 1999 gerealiseerd. Over een periode van 6 jaar (93/94 – 98/99) noteerden we bij eerstejaarsstudenten een geleidelijke toename van het aantal rokers (van 18,0% tot 20,6%). Deze trend was merkbaar bij mannelijke en vrouwelijke studenten. Er rookten bovendien gemiddeld 5% meer jongens dan meisjes (figuur 3). Twee maal zoveel studenten uit humane wetenschappen waren rokers in vergelijking met deze uit exacte wetenschappen en anderhalf keer zoveel als studenten uit biomedische wetenschappen (respectievelijk 24,3% versus 12,3% en 15,3%).
Figuur 3: Evolutie van het percentage rokers bij mannelijke en vrouwelijke studenten. 30 25
%
20 Rokers M
15
Rokers V
10 5 0 93/94
94/95
95/96
96/97
97/98
98/99
academiejaar
Een opvallende observatie is dat meisjesstudenten beduidend meer een correctie voor verzicht (bril of lenzen) dragen dan jongens (gemiddeld 51,2% versus 43,5%) (figuur 4). Het gemiddelde percentage bril- of lenzendragers steeg van 47,1% (91/92) tot 50,3% (98/99), waarbij de stijging meer uitgesproken was bij meisjes. Vrouwen kiezen bovendien ook meer voor lenzen dan mannen (respectievelijk gemiddeld 21,8% versus 12,3%). Figuur 4: Evolutie van het percentage studenten met visuscorrectie. 60 50
%
40 Mannen
30
Vrouwen
20 10 0 93/94
94/95
95/96
96/97
academiejaar
97/98
98/99
Het aandeel van de meisjes waarbij de eerste menstruatie op de leeftijd van 13 jaar of vroeger optrad, steeg over de onderzoeksperiode geleidelijk van 59,3% in 1991 tot 63,5% in 1999. Tezelfdertijd nam het pilgebruik toe van 29,6% tot 42,3%(tabel 2), en steeg het aandeel van de meisjes die reeds meer dan 2 jaar de pil nam. Anticonceptie werd vermeld als veruit de voornaamste reden voor pilgebruik. Tabel 2: Evolutie van het pilgebruik bij meisjesstudenten.
Academiejaar 1991/92 1992/93 1993/94 1994/95 1995/96 1996/97 1997/98 1998/99
Pilgebruik nooit 60,2 68,7 59,8 56,3 57,4 57,9 56,9 52,5
vroeger 3,0 1,7 4,4 4,8 6,0 5,3 3,8 4,2
Duur van het pilgebruik nu 29,6 30,2 33,7 37,0 33,9 35,3 37,0 42,3
< 3m
3-6m
6-12m
1-2j
> 2j
5,2 3,5 4,5 5,1 3,4 3,4
4,2 4,8 4,5 6,0 6,0 5,4
6,8 8,3 8,2 8,4 8,0 10,7
10,1 12,0 11,6 9,8 11,6 12,7
7,1 8,4 7,4 6,9 7,8 10,1
Tijdens de academiejaren 96/97 – 98/99 vertoonde gemiddeld ongeveer 33% van de studenten lichamelijke en/ of psychische klachten op het ogenblik van het preventief onderzoek. Vijfentwintig percent hiervan gebruikte medicatie op regelmatige basis, meestal gerelateerd aan de vermelde klachten. Het ging hier hoofdzakelijk om allergie en astma, acne, hoofdpijn/migraine, rugklachten en slaapproblemen. Opmerkelijk was ook dat ongeveer 20% van de mannelijke studenten in het verleden behandeld werd voor één of andere andrologische aandoening, zoals vernauwde voorhuid of spataders op de teelbal. Uit de gesprekken met de studenten van het academiejaar 98/99 bleek dat 4,5% van de mannelijke studenten en 10% van de vrouwelijke studenten op het ogenblik van het medisch onderzoek klachten vertoonden die verband houden met het psychische welbevinden (tabel 3). Meest voorkomend waren faalangst, somatisatie van psychische klachten, familiale problemen, aanpassingsproblemen in Leuven en verlies van een familielid, vriend of vriendin. Bij vrouwelijke studenten werd ook regelmatig anorexia of boulemia nervosa genoteerd. Tabel 3: Overzicht van psychische klachten opgetekend in het academiejaar 1998-99.
Faalangst Aanpassingsproblemen in Leuven Verlies Hyperventilatie Depressie Fobie Somatisatie van psychische klachten Zelfbeeld Familiale problemen Psychose Anorexia/boulemia nervosa Totaal met klachten
Mannen n % 18 1,1 7 0,4 9 0,5 3 0,2 8 0,5 2 0,1 16 1,0 4 0,2 10 0,6 4 0,2 1 0,05 75 4,5
Vrouwen n % 51 2,3 15 0,7 15 0,7 7 0,3 13 0,6 3 0,1 38 1,7 23 1,0 32 1,4 1 0,04 28 1,3 224 10,0
4. Bespreking Begin jaren negentig startte de dienst Jeugdgezondheidszorg met de informatisering van het preventief geneeskundig onderzoek voor de eerstejaarsstudenten van de K.U.Leuven. Van bij de aanvang werd gekozen om het papieren dossier volledig te vervangen door een elektronische vorm van gegevensverzameling. Deze informatisering heeft het ook mogelijk gemaakt om, na jaarlijkse evaluatie, het onderzoek meer te standaardiseren en aan te passen, zodat de gegevensverwerking vereenvoudigde. In de periode 1991-1999 werden méér dan 30.000 studenten afkomstig uit gans Vlaanderen onderzocht. Hierdoor kunnen belangrijke aspecten van de gezondheid van de Vlaamse studenten in kaart gebracht worden en seculaire trends in groei gevolgd. Het gaat hier echter om een relatief selecte groep van jongeren (socioeconomisch gemiddeld behorend tot hogere sociale klassen), waardoor de resultaten niet zonder meer te extrapoleren zijn naar de ganse populatie van Vlaamse 18-jarige jongeren. De groei van een individu is een weerspiegeling van zijn/haar gezondheid. Het is bekend dat seculaire evoluties in groei en ontwikkeling belangrijke indicatoren zijn van veranderingen inzake voeding, hygiëne en de gezondheidstoestand in een populatie. Wanneer deze seculaire trend stopt, kan dit er op wijzen dat bepaalde omgevingsfactoren geen invloed meer hebben op een bevolking of dat het genetisch potentieel in de betreffende populatie tot zijn volledige ontwikkeling is gekomen (7). In de studentenpopulatie werd van 1991 tot 1999 gemiddeld genomen een lichte toename genoteerd van zowel lengte als gewicht. Deze stijging is in overeenstemming met de seculaire trend in groei die geobserveerd werd in de meeste geïndustrialiseerde landen (7,8,9,11). Door een toename van zowel lengte als gewicht bleven de meeste percentielwaarden voor BMI onveranderd, behalve de hoogste percentielwaarde (p97) bij de mannelijke studenten en de laagste (p3) bij de vrouwelijke studenten. Deze observatie wijst er op dat jongensstudenten met overgewicht in het jaar 1999 nog zwaarlijviger waren dan hun obese leeftijdsgenoten in 1991. Een recente evaluatie van lengte, gewicht en BMI bij Vlaamse schoolkinderen (3-8 jaar) toonde aan dat ook kinderen met overgewicht in 1993-94 zwaarlijviger waren dan hun leeftijdsgenoten uit de jaren '70 (2,10). Er is groeiende wetenschappelijke evidentie dat obesitas op volwassen leeftijd een belangrijke risicofactor is voor hypertensie, diabetes, hartaandoeningen, galblaaslijden en sommige vormen van kanker. Dit alles gaat gepaard met een vroegtijdige mortaliteit (10). Tijdige primaire preventie van deze aandoeningen geniet dan ook de voorkeur. Obese studenten kunnen zich, indien ze dit willen, laten begeleiden door de studentenarts, hun eigen behandelend arts of een diëtiste. De tendens dat opeenvolgende cohorten van zwaarlijvige vrouwelijke studenten ook zouden toenemen in gewicht is minder duidelijk. Anderzijds werd bij meisjes wel vastgesteld dat voor de groep van het academiejaar 98/99 de p3-percentielwaarde voor BMI naar onder afboog in vergelijking met de voorgaande academiejaren. Een trend die de toename van eetstoornissen in de populatie van adolescenten en jonge volwassenen reflecteert. De gegevens van dit onderzoek bevestigen ook de gekende trend van een steeds vroegere seksuele ontwikkeling die in Westerse landen wordt waargenomen. We stellen met name vast dat over een periode van 8 jaar bij een stijgend percentage vrouwelijke studenten de menarche reeds optreedt op de leeftijd van 13 jaar of jonger. De controle van vaccinatiegegevens is een belangrijk onderdeel van elk collectief preventief programma. De vaccinatiegegevens van elke student werden getoetst aan de aanbevolen Vlaamse vaccinatiekalender. De opvolging van toegediende inentingen leerde ons dat de proportie studenten, die zijn laatste tetanus- en rubellavaccinatie niet kon documenteren op het ogenblik van het preventief onderzoek, toenam in deze 8-jarige periode, terwijl dit percentage voor de bofvaccinatie bijna onveranderd bleef. Deze bevindingen zijn enigszins verontrustend, vermits een belangrijk deel van de studenten, op een leeftijd dat ze verantwoordelijkheid zouden moeten kunnen dragen voor hun eigen gezondheid, niet of onvoldoende op de hoogte is van zijn eigen vaccinatiestatus. Geen enkel systeem van vaccinatiekaart of vaccinatieboekje lijkt, totnogtoe, hieraan tegemoet te kunnen komen. Desinteresse en onvoldoende informatie over vaccinaties en infectieziekten lijken aan de basis van deze trend te liggen. Slecht gedocumenteerde vaccinatie wijst echter niet noodzakelijk op onvoldoende bescherming. Het preventieve systeem van het Medisch Schooltoezicht waarborgt een nauwgezette opvolging van de vaccinatiestatus van alle leerlingen onder toezicht. Men kan zich echter vragen stellen over de verdere opvolging van noodzakelijke boosters en de implementatie van eventuele nieuwe vaccins in deze leeftijdsgroep. Door een intensieve campagne van verwijzing naar de huisarts in geval van onvoldoende gedocumenteerde bescherming tegen rubella en een nauwgezette opvolging van de antwoorden hierop, bleef het percentage vrouwelijke studenten met een uiteindelijk bewijs van bescherming constant en erg hoog (97,2% in 1991 en 97,4% in 1999). In de beschreven periode vergrootte, dankzij systematische vaccinatiecampagnes tegen mazelen, bof en rubella op 15 maanden (sinds 1980) en op 11 jaar (sinds 1996), het bewustzijn voor de bofvaccinatie in het Medisch Schooltoezicht. Dat verklaart waarom er in de periode 1991-1999 een stijging van bijna 10% is waar te nemen van mannelijke studenten die een bewezen immuniteit tegen bof konden voorleggen (van 63,1% tot 72,2%). Door tussenkomst van onze dienst zien we over het verloop van deze periode, na opvragen van de vaccinatiegegevens en verwijzing naar de behandelend arts, een bijkomende stijging van de bewezen beschermingsgraad van 10%. Trends in de poliovaccinatiestatus zijn moeilijk weer te geven omdat de verwijzingsstrategie voor deze vaccina-
tie binnen het programma voor eerstejaarsstudenten aan het begin van het onderzoek in 1996/97 gewijzigd werd. Sinds dan wordt aan studenten die geen duidelijk bewijs van 4de vaccinatie tegen polio kunnen voorleggen, uitsluitend een schriftelijk advies meegegeven om zich te laten vaccineren met het inspuitbaar poliovaccin (IPV) indien zij naar landen zouden reizen waar het poliovirus nog circuleert (o.a. Azië, Afrika en MiddenOosten). Van een echte verwijzing voor poliovaccinatie is dus geen sprake meer, waardoor het effect van onze strategie niet meer kon worden gecontroleerd. De indruk bestaat dat het effect van intensieve antirookcampagnes, die in het begin van de jaren ’90 aanleiding bleken te geven tot wijziging (vermindering) van het rookgedrag van jongeren, de laatste jaren langzaam wegebt. Dit wordt bevestigd door de vaststelling dat het aantal rokende K.U.Leuven-studenten de laatste jaren lichtjes toeneemt (+2,6% van 93/94 tot 98/99), en dit zowel bij de meisjes als bij de jongens. Er waren meer mannelijke dan vrouwelijke eerstejaarsstudenten die rookten (respectievelijk gemiddeld 22,6% en 17,4%). Een opvallend gegeven is dat er meer rokende studenten zijn in humane wetenschappen in vergelijking met andere faculteiten. Het gebruik van alcohol werd tijdens het academiejaar 95-96 uitgebreid onderzocht in de populatie van eerstejaarsstudenten; de onderzoeksresultaten werden recent verwerkt en gepubliceerd (1). Daaruit bleek dat 10,5% van de eerstejaarsstudenten beantwoordt aan de DSM-IV-criteria voor overmatig alcoholgebruik en 3,6% aan de criteria voor alcoholafhankelijkheid. Er bestond een duidelijk verschil in het voorkomen van alcoholabusus tussen mannelijke en vrouwelijke studenten (overmatig alcoholgebruik bij mannelijke studenten 24,4% versus 5,9% voor de vrouwen). Deze cijfers zijn vergelijkbaar met Duitse gegevens bij een grote groep adolescenten tussen 14 en 24 jaar, waarbij gebruik gemaakt werd van dezelfde criteria. De gegevens over alcohol en roken bij de mannelijke studenten bevestigen dat, zoals opgemerkt in de Verenigde Staten, het geslacht één van de meest bepalende factoren is voor een gezonde levenswijze. Verschillende onderzoeken hebben aangetoond dat mannen minder gemakkelijk te verleiden zijn tot gezond gedrag en er over het algemeen een minder gezonde levensstijl op nahouden dan vrouwen. Dit uit zich onder meer door roken en alcoholgebruik met de bijbehorende gevolgen van deze overmatige alcoholconsumptie, zoals rijden onder invloed, agressief gedrag, minder goede schoolresultaten, … .(1,3,6,13,16). Onze observaties over het gebruik van de anticonceptieve pil bij de vrouwelijke studenten kunnen in twee luiken opgedeeld worden. Enerzijds is er de vaststelling dat bij navraag op het ogenblik van het onderzoek een groeiende proportie studenten reeds de pil neemt. Dit kan betekenen dat jongeren eerder starten met seksuele betrekkingen dan vroeger, of anderzijds dat het gebruik van de pil meer ingeburgerd geraakt en meisjes (en hun ouders) zich bewust willen beschermen tegen een niet-geplande zwangerschap. Een tweede vaststelling is dat het percentage meisjes dat de pil reeds op jonge leeftijd neemt (vóór de leeftijd van 16 jaar) ook stijgt. Over het effect van vroegtijdig pilgebruik op de groei en ontwikkeling van meisjes zijn tot op heden weinig wetenschappelijke gegevens beschikbaar (5). Tijdens het gesprek met de student werd gepeild naar de medische voorgeschiedenis, actuele klachten en medicatiegebruik. De meeste studenten met klachten op het moment van het preventieve consult waren hiervoor reeds in behandeling bij de behandelend arts, of eerder zeldzaam bij een specialist. Voor psychische problemen is dit minder vaak het geval. Tijdens het gesprek wordt de aandacht vooral gericht op de detectie van psychische moeilijkheden (zoals onder meer faalangst, eenzaamheid, familiale problemen, eetstoornissen) of specifieke klinische klachten met een onderliggende psychische component (zoals vermoeidheid, hoofdpijn, rugklachten, slaapstoornissen, hoge bloeddruk). Vaak is het preventief geneeskundig onderzoek voor de student een eerste gelegenheid om hierover te spreken. Het feit dat het team bestaat uit jonge artsen die nog voldoende voeling hebben met het studentenleven speelt hierin een grote rol. Op dit ogenblik beschikken we enkel over gegevens met betrekking tot psychische klachten van het laatst gerapporteerde academiejaar. Dit laat geen bespreking van evoluties toe. In andere landen, waar specifiek onderzoek verricht is naar de psychische gezondheid van universiteitsstudenten, wordt melding gemaakt van een toename van emotionele problemen, zoals stress, angst, studiedruk, faalangst, laag zelfbeeld en gebrek aan sociale ondersteuning in deze leeftijdsgroep (14,15). Het is ook zo dat er een aantal unieke stressoren aanwezig zijn in het studentenleven aan de universiteit: mondelinge examens, spreken in publiek, interpersoonlijke relaties en de overgang van een gestructureerde (familiale) omgeving naar een meer onafhankelijke positie als student. Hoe studenten omgaan met deze stress-stimuli kan invloed hebben op het verdere levensverloop van een student(6). Uit de jaarverslagen van de K.U.Leuven blijkt dat het aantal cliënten en nieuwe aanmeldingen van het psychotherapeutisch centrum verdrievoudigde op 7 jaar tijd (van 1992 tot en met 1998). Dit kan te maken hebben met een toenemend aantal studenten in nood (4,6,13,14,15), of met een lagere drempel tot het centrum. De gegevens van het klinisch onderzoek worden niet in detail gerapporteerd en besproken. Men mag er van uitgaan dat deze populatie van jonge volwassenen tijdens hun schoolloopbaan in totaal 6 tot 7 maal een preventief onderzoek onderging in het Medisch Schooltoezicht. Het is dan ook evident dat tijdens het klinisch onderzoek van deze studenten weinig opvallende nieuwe klinische zaken gedetecteerd worden. Toch blijft het klinisch onderzoek een kapstok voor het antwoorden op vragen van studenten omtrent ontwikkeling en gezondheid in de brede zin van het woord. Vragen waarmee een student zich niet altijd durft te wenden tot zijn
behandelend arts omdat het gevoelige onderwerpen betreft. Tegelijkertijd worden aan de student ook op maat adviezen meegegeven zoals informatie omtrent sport, gezonde voeding, slaaphygiëne, anticonceptie, studies, duidelijk inspelend op de vragen en noden van de individuele student.
5. Besluiten De gegroepeerde registratiegegevens bieden jaarlijks een overzicht van de gezondheid en problemen van de eerstejaarsstudent. Deze gegevens vormen een uitstekende basis voor selectie en organisatie van gerichte (thematische) preventiecampagnes naar de ganse studentenpopulatie en naar risicogroepen toe. Het programma van medisch preventieve consulten kan gezien worden als een investering in de gezondheid van de studenten vanwege de universiteit. Door op maat adviezen mee te geven, proberen we de studenten zin voor verantwoordelijkheid voor hun eigen gezondheid bij te brengen in de hoop dat deze adviezen ook daadwerkelijk in praktijk omgezet worden.
6. Literatuurlijst 1.
Aertgeerts B, Buntinx F, Vandermeulen C, Roelants M, Fevery J, Ansoms S: De prevalentie van overmatig alcoholgebruik en alcoholafhankelijkheid volgens de DSM-IV-criteria bij eerstejaarsstudenten. Ned. Tijdschr Geneeskd 1999, 143, 2621-4.
2.
Capet F, Bogaerts K, Aelvoet W: Verwerking registratiegegevens van het Medisch SchoolToezicht 1993-94, 1994-95. Rapport van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Departement WVC Dienst Preventieve en Sociale Geneeskunde, team Gezondheidsindicatoren/ Medisch SchoolToezicht, novem ber 1996.
3.
Courtenay WH: College men’s health : an overview and a call to action. J of Am College Health 1998, 46, 279-90.
4.
Cowan PF, Morewitz SJ: Encouraging discussion of psychosocial issues at student health visits. J of Am College Health 1995, 43, 197-200.
5.
Eastman MA: Becoming part of the community: implementing a public health vision in student health services. J of Am College Health 1993, 42, 43-8.
6.
Garnero P, Sornay-Rendu E, Delmas PD: Decreased bone turnover in oral contraceptive users. Bone 1995, 16 (5), 499-503.
7.
Grace TW: Health problems of college students. J of Am College Health 1997, 45, 243-50.
8.
Hauspie R, Vercauteren M, Susanne C: Secular changes in growth and maturation:an update. Acta Paediatr. Suppl. 1997, 423; 20-7.
9.
Hauspie R, Vercauteren M, Susanne C: Secular changes in growth. Horm Res 1996, 45 (suppl 2); 8-17.
10.
Herold AH, Roetzheim RG, Woodard LJ, Pamies RJ, Van Durme DJ, Manning R: Validity of immunization documentation presented to a student health program. J Fam Practice 1993, 36, 158-60.
11.
Hoppa RD, Garlie TN: Secular changes in growth of Toronto children during the last century. Ann Hum Biol 1998, 25 (6); 553-61.
12.
Hoppenbrouwers K, … Worden Vlaamse kinderen groter, zwaarder, zwaarlijviger ? Het belang van longitudinaal onderzoek voor een efficiënte gezondheidspromotie. Informatieblad Vlaamse Wetenschappelijke Vereniging voor Jeugdgezondheidszorg 1996, 12.
13.
Jackson ML, Weinstein HM: The importance of healthy communities of higher education. J of Am College Health 1997, 45, 237-41.
14.
Leung SS, Lau JT, Xu YY, et al.: Secular changes in standing height, sitting height and sexual maturation of Chinese. The Hong Kong Growth Study, 1993. Ann Hum Biol 1996, 23 (4); 297-306.
15.
Patrick K: Assuring college student health. J of Am College Health 1997, 45, 235-6.
16.
Patrick K, Covin JR, Fulop M, Calfas K, Lovato C: Health risk behaviors among California college students. J of Am College Health 1997, 45, 265-72.
17.
Patrick K, Fulop M, Lovato C, Burns D, Weinstein HM, Rybar J: Principles for assuring the health of college students: a California perspective.
18.
Sax LJ: Health trends among college freshmen. J of Am College Health 1997, 45, 252-62.
19.
Schweitzer RD: Problems and awareness of support services among students at an urban Australian university. J of Am College Health 1996, 45, 73-7.
20.
Thorne S: On-campus physicians witnessing changes in medical problems faced by university students. Can Med Assoc J 1995, 154, 77-9.
21.
Wechsler H, Fulop M, Padilla A, Lee H, Patrick K: Binge drinking among college students : a comparison of California with other states. J of Am College Health 1997, 45, 273-7.
Trendanalyse van de sterfte te wijten aan baarmoederhalskanker in het Vlaamse Gewest (1969-1997) Arbyn M. Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid - Louis Pasteur
Samenvatting De evolutie van sterfte door baarmoederhalskanker in het Vlaamse Gewest tussen 1969 en 1997 wordt geschetst aan de hand van het absolute aantal overlijdens en de globale bruto- en gestandaardiseerde mortaliteitscijfers. Tevens worden de leeftijdsspecifieke trends zowel in functie van de kalendertijd als de geboortecohorte gepresenteerd. De invloed van in de tijd wisselende expositie aan etiologishe factoren, zoals het HPV-virus, wordt weerspiegeld in het cohorte-effect. De kennis hiervan is essentieel om andere effecten zoals screening te kunnen begrijpen. De trendstudie wordt bemoeilijkt door codeer- en certificatieproblemen. Het aantal overlijdens door baarmoederhalskanker is daardoor niet precies gekend. Een belangrijk deel van de overlijdensoorzaken wordt gecodeerd onder de categorie baarmoederkanker zonder specificatie van de precieze topografische oorsprong: baarmoederhals of– lichaam. Door beroep te doen op een distributietabel, afgeleid van betrouwbare Europese statistieken, trachten we dit codificatieprobleem op te lossen. Het gecorrigeerde gestandaardiseerd sterftecijfer is continu gedaald tijdens de jaren '70 en '80. Nadien is de sterfte nagenoeg stabiel gebleven. Het toegenomen risico op sterfte voor de jongste cohorten, geboren na 1940, noopt tot waakzaamheid. De toename blijft echter beperkt waarschijnlijk ten gevolge van het beschermend effect van screening.
1. Inleiding Reductie van de incidentie van baarmoederhalskanker alsook van de oorzaakspecifieke sterfte is het belangrijkste doel van de vroegtijdige opsporing van deze aandoening. In deze studie concentreren we ons uitsluitend op de trend van de mortaliteit. Deze wordt bepaald door de samenstelling van de bevolking en de wisselwerking doorheen de tijd van risicofactoren en beschermende of therapeutische maatregelen. Voor de gewijzigde samenstelling van de bevolking kan men controleren door standaardisatie met behulp van een referentiepopulatie. Uit vroegere Belgische studies blijkt dat de voor leeftijd gestandaardi-seerde sterfte nagenoeg lineair is gedaald (23). Achter dit monotoon verloop van de gestandaardiseerde mortaliteit schuilt een complex geheel van invloeden die we beter kunnen beoordelen door de leeftijdsspecifieke cijfers in functie van geboortecohorte en kalenderperiode te bestuderen. De kennis van cohorte-effecten, die de weerspiegeling zijn van de historisch wisselende prevalentie van risicofactoren, is onontbeerlijk om eventuele screeningseffecten te kunnen onderscheiden. We analyseren ditmaal de evolutie van de sterfte op niveau van het Vlaamse Gewest. We geven hierbij extra aandacht voor de kwaliteit van de codificatie van de doodsoorzaak. We gebruiken hieronder enkel een aantal beschrijvende en grafische epidemiologische technieken op basis van de drie inherente componenten van sterftestatistieken: leeftijd en tijdstip van overlijden en periode van geboorte (of cohorte genaamd). We gaan hier niet in op de simultane multivariate schatting van leeftijds-, periode- en cohorte-effecten aan de hand van ACP-analyse met loglineaire modellisatie-technieken (5)(6). De spatiale variatie van de mortaliteit binnen Vlaanderen kunnen we binnen het bestek van de onderliggende studie evenmin aan bod laten komen. We verwijzen hiervoor naar aan de gang zijnde studies.
2. Materiaal en methoden 2.1. Aantal overlijdens Het jaarlijks aantal doden tussen 1969 en 1994 te wijten aan kanker van de baarmoeder bij vrouwen verblijvend in BelgiĂŤ, geaggregeerd per arrondissement en per leeftijdscategorie van vijf jaar, werd opgevraagd bij het Nationaal Instituut voor de Statistiek (NIS). Hieruit werd een selectie van arrondissementen die deel uitmaken van het Vlaamse Gewest geĂŤxtraheerd. Voor de jaren 1995 tot en met 1997 werden de cijfers bekomen bij de administratie Gezondheidszorg van de Vlaamse Gemeenschap.
Van 1969 tot en met 1978 werd de achtste ICD-classificatie (ICD-VIII, International Classification of Diseases) toegepast om de doodsoorzaken te coderen. Sinds 1979 wordt de negende editie (ICD-IX) gebruikt. In tabel 1 zijn de respectieve codes vermeld volgens ICD-editie: respectievelijk voor kanker van de baarmoederhals (cervix uteri), kanker van het baarmoederlichaam (corpus uteri) en voor niet nader bepaalde kanker van de baarmoeder (uterus NOS (not otherwise specified)). Tabel 1: Internationale ICD-codes voor maligne neoplasieën uitgaande van de uterus. ICDeditie
Periode van toepassing
Oorsprong van maligniteit Cervix uteri
Corpus uteri
Uterus, nos
VII
1959-68
171
172
174
VIII
1969-78
180
182.0
182.9
IX
1979-97
180
182
179
De drie categorieën van neoplasie konden zonder enige moeite onderscheiden worden in de zevende versie van de ICD. De achtste editie daarentegen heeft voor heel wat problemen gezorgd omdat hierbij de kankers van het corpus uteri en de niet-anders-gespecificeerde uteriene kankers onder de code 182 werden ondergebracht. Beide kunnen slechts onderscheiden worden met behulp van een vierde digit. Sinds de negende uitgave van de ICD zijn opnieuw drie afzonderlijke codes voorzien. Dit coderingsprobleem voortvloeiend uit ICD-VIII heeft tot gevolg dat we de cijfers van baarmoederkankersterfte van vóór 1979 niet zomaar kunnen combineren met data van nadien. 2.2. Bevolkingscijfers Jaarlijkse cijfers omtrent het totaal aantal vrouwen per leeftijdsgroep en arrondissement over de periode 1969 tot en met 1997 zijn allemaal afkomstig van het Nationaal Instituut voor de Statistiek. 2.3. Mortaliteitscijfers We presenteren achtereenvolgens trends van de jaarlijkse globale bruto- en voor leeftijd gestandaardiseerde mortaliteitscijfers, uitgedrukt in aantal doden te wijten aan cervixkanker per 100.000 vrouwen-jaren. De Europese standaardbevolking wordt gebruikt als referentiepopulatie. De bijhorende 95%-betrouwbaarheidsintervallen (BI) zijn berekend op basis van een Poisson-verdeling (10). Leeftijdsspecifieke cijfers worden berekend over periodes van vijf jaar om de jaarlijkse random variatie enigszins te stabiliseren (17). We definiëren 6 periodes te beginnen vanaf 1970, om vergelijkingen met vroegere publicaties mogelijk te maken (23). De laatste periode omvat slechts 3 kalenderjaren, namelijk 1995-1997. We beschouwen eveneens cohortspecifieke mortaliteitscijfers. Cohorten omvatten vrouwen die in eenzelfde periode geboren zijn en vervolgens gezamenlijk ouder worden en aan dezelfde in de tijd geïsoleerde risico’s zijn blootgesteld. Zij vormen de diagonalen in een tabel met periode- en leeftijdsspecifieke cijfers in respectievelijk rijen en kolommen (14). Vermits de intervallen voor leeftijd en periode 5 jaar bedragen, zijn de corresponderende geboortecohorten noodzakelijkerwijze 10 jaar breed. Opeenvolgende cohorten overlappen elkaar gedeeltelijk en worden hier aangeduid met het centraal jaar (14)(17). Bijvoorbeeld: vrouwen met leeftijd tussen 55 en 59 jaar in de periode 1975 tot 1979 zullen in de periode 1985-89 tot de leeftijdsgroep 6569 behoren en waren in de periode 1955-59 tussen 35 en 39 jaar oud. Zij behoren allen tot de cohorte van 1920 (C1920), dit wil zeggen dat ze geboren waren tussen 1915 en 1924 (zie Lexis-diagram in figuur 1). 2.4. Cohorte-effecten Het cohorte-effect geeft het relatieve risico weer van een bepaalde cohorte om te sterven aan cervixkanker in vergelijking met de gemiddelde sterfte van alle generaties samen. Dit cohorte-effect wordt berekend met behulp van een indirecte standaardisatiemethode (4)(19). Het bestaat uit de ratio van het aantal geobserveerde overlijdens in een bepaalde cohorte k over het aantal verwachte overlijdens, indien het gemiddelde leeftijdsspecifiek mortaliteitscijfer wordt toegepast op de diverse leeftijdssegmenten van de bevolking in cohorte k.
In een Lexis-diagram, met de kalendertijd in de abscis en de leeftijd in ordinaat, kan een cohorte worden voorgesteld door een diagonale band. Vrouwen in de leeftijdsgroep tussen 55 en 59 jaar in de periode 197579, waren in de periode 1955-59 tussen 35 en 39 jaar oud en zullen zich tussen 1985 en 90 tot de groep van 65-69 jarigen bevinden. Zij behoren allen tot de cohorte, geboren tussen 1915 en 1924, aangeduid als de cohorte C1920. Figuur 1: Lexis-diagram. 75 70 65 60 55 50 45 40 35 30 25 20 15 10 5 0 1895 1900 1905 1910 1915 1920 1925 1930 1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990
Kalender-tijd
2.5. Re-distributie van niet-anders-gespecificeerde kankers Ten slotte presenteren we een tentatieve oplossing voor het classificatieprobleem van niet-nader-gespecificeerde uteriene kankers tijdens periode 1968-78 (ICD-8) en 1979-1997 (ICD-9). We doen hierbij beroep op de leeftijdsspecifieke distributietabel met relatieve frequenties van enerzijds cervix- en corpuskanker (zie tabel 2).
Tabel 2: Leeftijdsspecifieke distributie van overlijdens te wijten aan uteriene kankers. Leeftijdsgroep
cervix uteri
corpus uteri
< 35 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70-74 75-79 > 79
0,95 0,93 0,87 0,81 0,76 0,71 0,65 0,60 0,54 0,49 0,40
0,05 0,07 0,13 0,19 0,24 0,29 0,35 0,40 0,46 0,51 0,60
Deze werd afgeleid door Jenssen (1990) op basis van een aantal lokale betrouwbare Europese sterfteregisters waar dit classificatieprobleem slechts geringe proporties aannam (13). Per leeftijdsklasse wordt de som van alle uteriene kankers volgens de distributie van de Jenssen-tabel verdeeld in cervix en corpus.
3. Resultaten In figuur 2 wordt het absoluut aantal gevallen van sterfte weergegeven te wijten aan kanker van de baarmoederhals, het baarmoederlichaam of van de baarmoeder zonder specificatie (NOS). Het jaarlijks totaal aantal doden, gecodeerd als ICD=180, schommelt tussen 77 en 169. Figuur 2: Aantal jaarlijkse overlijdens door kanker van de baarmoederhals (cervix uteri), baarmoederlichaam (corpus uteri) en van de baarmoeder zonder verdere specificatie (uterus NOS), Vlaams Gewest 1969-97.
450
400
Corpus uteri
17
Uterus NOS 19
350
Cervix uteri
39 49 54
300
78
250
124
62
71
231
105 117 100
74
93 118
72 200
232
103
110
86 97
93
116
91 92
94 93
112
102
207 148
189
200
116 109
133
117 113
103
166
183
92 82
153
150
122 105 93
101
67 90
81 78
77
72 85 78 75
100 162 132 50
130
116 108 118 77 79
152 147 146
169 120 128
96
0
Jaar
140 132
116 124
135
119
108
119
99
127 118 124 111
141
Het totaal aantal overlijdens te wijten aan kanker van de cervix + uterus NOS, varieert tussen 176 en 393. Het percentage van baarmoederkankers zonder verdere specificatie fluctueert tussen 40 en 60% voor 1979 en tussen 20 en 35% nadien (figuur 3). Figuur 3: Proportie van de overlijdens te wijten aan baarmoederkanker zonder verdere specificatie (NOS). Vlaams Gewest 1969-97.
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0% 1969
1974
1979
1984 Jaar
1989
1994
Figuur 4 toont de jaarlijkse evolutie van het brutocijfer van sterfte door baarmoederhalskanker als dusdanig gecertificeerd (ICD-VIII & -IX= 180). De curve vertoont een U-vormig verloop over de periode dat de 8ste ICDeditie werd toegepast: gaande van 6,1/105 (BI: 5,1-7,1) in 1969 tot 2,7/10-5 (BI: 1,1-3,3) in 1974, nadien terug opstijgend tot 5,0/10-5 (BI: 4,2-5,8) in 1978. Over de laatste 15 jaar daalt de curve heel geleidelijk en quasi lineair met een richtingscoëfficiënt van –0,05/10-5 (BI: -0,09 – -0,01). Figuur 4: Trend van het brutosterftecijfer voor baarmoederhalskanker (ICD-VIII & -IX=180). Vlaams Gewest, 1969-97. 8
7
6
5
4
3
2
1
0 1969
1974
1979
1984 Jaar
1989
1994
Het gestandaardiseerd sterftecijfer heeft een gelijkaardig verloop (zie figuur 5). De gestandaardiseerde sterfte ligt 0,5 tot 1,0/10-5 lager dan de brutosterfte in de periode dat de 9de ICDclassificatie werd toegepast. Dit komt door de jongere samenstelling van de Europese referentiepopulatie. Vóór 1979 ligt de gestandaardiseerde en de brutosterfte vrijwel samen. Dit wijst erop dat voornamelijk bij vrouwen gestorven op jongere leeftijd, de code voor cervixkanker is aangewend. Figuur 5: Trend van het gestandaardiseerd sterftecijfer voor baarmoederhalskanker (ICD=180). Vlaams Gewest, 1969-97, Europese referentiepopulatie. 8,00
7,00
6,00
5,00
4,00
3,00
2,00
1,00
0,00 1969
1974
1979
1984 Jaar
1989
1994
De leeftijdsspecifieke mortaliteit wordt getoond in figuur 6. Omwille van grafische duidelijkheid is telkens één tussenliggende curve geëlimineerd. De lineaire trend is dalend voor de oudste groepen. De curven voor de leeftijdsklassen jonger dan 40 vertonen echter geen negatieve richtingscoëfficiënt meer. Het U-vormig verloop van de globale brutosterfte is in figuur 5 niet meer waar te nemen vermits hier geaggregeerd wordt over 5-jaar-perioden en het U-fenomeen zich nagenoeg symmetrisch over 2 perioden verdeelt (dalend in 1970-74 en stijgend in 1975-79). Figuur 6: Leeftijdsspecifiek sterftecijfer door baarmoederhalskanker (ICD=180) in functie van de kalenderperiode, Vlaams Gewest, 1970-97. (*) Omwille van grafische duidelijkheid werd de leeftijdsspecifieke curve voor volgende leeftijdsgroepen weggelaten: 25-29, 35-39, 45-49, 55-59, 65-69, 75-79. De periode wordt aangeduid met het beginjaar van het 5-jaar-interval. 25
80-84 70-74 60-64 50-54
20
40-44 30-34 20-24
15
10
5
0 1970
1975
1980
1985 Periode
1990
1995
De cohortspecifieke sterfte per leeftijdsgroep is afgebeeld in figuur 7. We zien hier nogmaals het U-fenomeen opduiken bij de oudere leeftijdsgroepen (cohorte 1900, 70-74-jarigen; cohorte 1910, 60-64-jarigen). In het midden van de figuur observeren we een belangrijke daling van de leeftijdsspecifieke mortaliteit die het duidelijkst naar voren treedt bij de 50-54-jarigen in de cohorten 1915 tot 1935. Bij de jongere cohorten zien we geen verdere daling meer, integendeel een neiging tot stijgende mortaliteit tekent zich af. Figuur 7: Leeftijdsspecifiek sterftecijfer door baarmoederhalskanker (ICD=180) in functie van de geboortecohorte, Vlaams Gewest, 1970-97 (*). De cohorte wordt aangeduid met het middelste jaar van het 10-jaar-interval.
25
20
15
10 80-84 70-74 60-74 50-54 5
40-44 30-34 20-24
0 1885
1895
1905
1915
1925 Geboorte cohorte
1935
1945
1955
De evolutie van de mortaliteit in functie van de cohorte wordt samengevat aan de hand van het cohorte-effect (figuur 8). We bemerken een continue progressieve daling van de cohorten C1920 tot C1935. Nadien volgt een continue stijging. De cohorte van 1960 (vrouwen geboren tussen 1955 en 1964) heeft een risico van sterfte door baarmoederhalskanker dat 1,6 (BI: 1,1-2,1) maal hoger ligt dan het gemiddelde van alle bestudeerde generaties. Figuur 8: Cohorte-effect: relatief risico van sterfte door baarmoederhalskanker (ICD=180) voor een bepaalde cohorte in vergelijking met de gemiddelde sterfte van alle cohorten, Vlaams Gewest, 1970-97.
2,5
2
1,5
1
0,5
0 1880
1890
1900
1910
1920 Geboorte-cohorte
1930
1940
1950
1960
We berekenen hieronder opnieuw de bovenvermelde sterfteparameters maar ditmaal proberen we de nietnader-bepaalde baarmoederkanker op te splitsen in cervix- en corpuscarcinoma. Zo komen we tot het gecorrigeerd of waarschijnlijk aantal overlijdens te wijten aan de twee kankers (figuur 9). Het berekende jaarlijks aantal doden door cervixkanker in het Vlaamse Gewest varieert tussen 256 (in 1969) en 157 (in 1996). De trend is dalend met gemiddeld jaarlijks 212 overlijdens in de jaren '70 en 171 in de jaren '90. In 1997 stierven waarschijnlijk 186 vrouwen aan deze kanker. Figuur 9: Waarschijnlijk aantal overlijdens te wijten aan kanker van baarmoederhals en baarmoederlichaam. Vlaams Gewest, 1969-97.
450 Corpus uteri 400
Cervix uteri
350 154 148
300
156 144
150 158 157
132 124
250
154
142
137 119
137
137
133
129
133
146 126
143
137 133
136 117
129
125 120
122
200
150 256 100
235 228 219
235 198 201
185 187
210
219 218 214
193
213 180
50
0
Jaar
193 200 180 189 177
161 166 168
180 179
167 157
186
Figuur 10 toont de evolutie van de voor leeftijd gestandaardiseerde sterfte door (gecorrigeerde) cervixkanker. We zien dat het U-fenomeen grotendeels is verdwenen en we bemerken nu een duidelijke continu dalende trend in de tijd. De richtingscoëfficiënt bedraagt –0,15/10-5/jaar (BI: -0,18 - -0,12). Dit komt neer op een afname van 50,4% over de ganse bestudeerde periode. Wanneer we echter enkel de jaren '90 beschouwen, zien we dat de gestandaardiseerde sterfte stabiel blijft rond 4,6/100.000 vrouwen-jaren. De richtingscoëfficiënt is niet meer significant verschillend van nul (BI:-0,14 - +0,07). Figuur 10: Trend van het gecorrigeerd sterftecijfer voor baarmoederhalskanker (ICD-VIII & -IX=180 + ICD-VIII 182/ICD-IX 179 partim), Vlaams Gewest, 1969-97, gestandaardiseerd volgens de Europese referentiepopulatie. 12,00
10,00
8,00
6,00
4,00
2,00
0,00 1969
1974
1979
1984
1989
1994
Jaar
De gecorrigeerde leeftijdsspecifieke sterfte in functie van kalenderperiode en geboortecohorte (figuren 11 en 12) zijn gemakkelijker te interpreteren: gescheiden leeftijdsspecifieke curven, meer prominente dalende tendens in functie van de tijd bij vrouwen boven de 39 jaar, verdwijnen van het U-artefact op de cohortecurven.
Figuur 11: Leeftijdsspecifiek gecorrigeerd sterftecijfer door baarmoederhalskanker (ICD-VIII & -IX=180 + ICD-VIII 182/ICD-IX 179 partim) in functie van de kalenderperiode, Vlaams Gewest, 1970-97 (*). 35
80-84 70-74 60-64
30
50-54 40-44 30-34
25
20-24
20
15
10
5
0 1970
1975
1980
1985
1990
1995
Periode
Figuur 12: Leeftijdsspecifiek gecorrigeerd sterftecijfer door baarmoederhalskanker (ICD-VIII & -IX=180 + ICD-VIII 182/ICD-IX 179 partim) in functie van de geboortecohorte, Vlaams Gewest, 1970-97 (*). 35 80-84 70-74
30
60-64
Overlijdens /100.000 vrouwen-jaren
50-55 25
40-44 30-34 20-24
20
15
10
5
0 1885
1895
1905
1915
1925
Geboorte cohorte
1935
1945
1955
De curve van het gecorrigeerde cohorte-effect (figuur 13) wijzigt eveneens. De stijgende tendens voor de jongere cohorten (C1940 en jonger) is niet meer significant verschillend van ĂŠĂŠn. We zien wel nog een significante continue daling van het risico van C1920 tot C1935. Figuur 13: Cohorte-effect: relatief risico van de gecorrigeerde sterfte door baarmoederhalskanker (ICD-VIII & -IX=180 + ICD-VIII 182/ICD-IX 179 partim) voor een bepaalde cohorte in vergelijking met de gemiddelde sterfte van alle cohorten, Vlaams Gewest, 1970-97.
2,5
2,0
1,5
1,0
0,5
0,0 1885
1895
1905
1915
1925 Geboorte-cohorte
1935
1945
1955
4. Bespreking Trendstudies van sterfte door baarmoederhalskanker zijn zeer complex omdat verschillende simultane fenomenen tegelijk een rol spelen: kwaliteit van de sterftestatistieken, veranderende blootstelling aan risicofactoren en beschermend effect door screening. De frequentie van totale hysterectomie is een bijkomend complicerend element dat de noemer (het aantal vrouwen-jaren at risk) beïnvloedt. Voor wat betreft de prevalentie en incidentie van hysterectomie in Vlaanderen en over de mogelijke gevolgen op de mortaliteitstrend verwijzen we naar een eerdere studie (2). De overige invloeden bespreken we hieronder in het kort. 4.1. Kwaliteit van de sterftestatistieken De doodsoorzaak “baarmoederhalskanker zonder verdere specificatie”bemoeilijkt in sterke mate de interpretatie van trendstudies. In de literatuur wordt op verschillende manieren met dit probleem omgesprongen. Het Centrum voor Operationeel Onderzoek in Volksgezondheid presenteert de som van sterfte door kanker van de cervix en de uterus NOS (8). De Wereld- gezondheidsorganisatie en de Europese Gemeenschap publiceren zowel sterftestatistieken met betrekking tot ICD-180 alleen en/of in combinatie met ICD-179 en 182 (22)(7)(12). Overlijden te wijten aan baarmoederkanker is een component van de “vermijdbare sterfte”, die gebruikt wordt als maatstaf voor de effectiviteit van preventieve en curatieve gezondheidszorg (21)(20)(12)(16). Indien de proportie van uteruskanker NOS constant blijft, zal de vorm en richting van de trendcurven voor baarmoederhalskanker niet gebiased zijn. In Vlaanderen is het percentage NOS gedaald van 60 tot 50% in de periode van ICD-VIII tot minder dan 30% in de jaren negentig (zie figuur 3). Vlaanderen scoort in dit opzicht middelmatig in vergelijking met de lidstaten van de Europese Unie. In 1990 was het percentage NOS laag in Finland (6,3%) en Nederland (13,2%); in de Zuid-Europese lidstaten daarentegen is dit percentage vrij hoog: Griekenland (61,8%) en Italië (73,2%). Het Waalse Gewest situeert zich in deze laatste groep (63,3% in 1990). Daar is het percentage NOS zelfs heel aanzienlijk toegenomen (3). Correctie voor het classificatieprobleem is, althans voor Vlaanderen, noodzakelijk. De verdeling in cervix- en corpuskanker, ontleend aan Jenssen, is voorlopig de enige dataset die ons toelaat het certificatie-bias enigszins recht te zetten. Het zou uiteraard correcter zijn indien we zouden kunnen beschikken over periodespecifieke verdelingen, ontleend aan locaties die sterk op de Vlaamse situatie gelijken. Nu zijn we verplicht om te aanvaarden dat de ratio mortaliteit door cervix-corpuskanker constant blijft in de tijd. Dankzij de Jenssen-correctie krijgen we een duidelijker beeld op de evolutie van sterfte door baarmoederhalskanker: de artefacten te wijten aan de toepassing van de 8ste ICD-uitgave kunnen worden weggewerkt, de dalende trend in jaren '70-'80 komt sterker naar voor en de leeftijdsspecifieke curven vertonen een meer biologisch plausibel verloop. 4.2. Veranderende blootstelling aan risicofactoren Het seksueel overdraagbare HPV-virus is de belangrijkste etiologische factor voor cervixkanker (18). Veranderingen in promiscuïteit van generaties worden weerspiegeld in cohortespecifieke mortaliteitscijfers. Beral (4) illustreerde het verband tussen de verhoogde incidentie van seksueel overdraagbare aandoeningen bij twintigers tijdens de Tweede Wereldoorlog en de later toegenomen mortaliteit door baarmoederhalskanker in dezelfde generatie in Engeland en Wales. In Vlaanderen zien we eveneens een verhoogd risico voor de cohorten C1895 en C1920. Het gaat hier over vrouwen die tussen 15 en 30 jaar oud waren tijdens de wereldoorlogen. Tot C1935 observeren we een continue afname van de sterfte door baarmoederhalskanker. Vanaf C1940 (dit behelst de generaties vrouwen die twintig zijn geworden na 1960) stijgt de mortaliteit weer. Dit is het waarschijnlijke gevolg van de toegenomen seksuele vrijheid sinds de jaren zestig en de daarmee gepaard gaande verhoogde transmissie van HPV. De prevalentie van roken en pilgebruik bij vrouwen, beide risicofactoren voor cervixkanker, kunnen eveneens een bijdrage hebben geleverd bij de recente toename van het cohorte-effect. 4.3. Screeningseffect De dalende tendens van de cervixkankersterfte (zie figuur 10) was reeds in gang gezet vóórdat screening op grote schaal werd georganiseerd. Dit is duidelijker zichtbaar in een eerder gepubliceerde Belgische trendstudie die teruggaat tot 1954 (23). Het progressief bereiken van een hoge coverage onder de doelbevolking (9)(1) heeft echter niet geleid tot sterkere daling van de trend. Sommige epidemiologen hebben hieruit afgeleid dat screening met behulp van het Papanicolaou-uitstrijkje nauwelijks effectief is geweest (11) en zeker niet de verwachte impact heeft gehad zoals in een aantal Scandinavische landen (15). Deze eenvoudige
stelling gaat voorbij aan de cohorte-effecten. In de jaren '70 werd de mortaliteit in Vlaanderen grotendeels gedomineerd door de cohorten C1920-1935, welke een progressief geringer risico vertoonden, vandaar de dalende trend. Het gevolg van het geleidelijk opbouwen van een hogere screeningscoverage vermengt zich geleidelijk hiermee en is niet meer als dusdanig te onderscheiden. Wellicht dankzij screening wordt de stijgende sterfte bij jongere cohorten beperkt gehouden. Vermoedelijk bepalen voornamelijk de niet of onvoldoende gescreende vrouwen deze recente trend. Het bereiken van deze groepen, die zich grotendeels in de minder gegoede socio-economische categorieën situeren (1), is dan ook een belangrijke opdracht voor de gezondheidsautoriteiten. Het is ook mogelijk dat problemen in de kwaliteit van de screening (afname, lezing, opvolging) een bijkomende rol spelen. Het opbouwen van een volledig screeningsregister met link naar kanker- en sterfteregistratie zou objectiveerbare informatie aanreiken om de bovenvermelde hypothese te bevestigen. In afwachting blijven de verklaring van de recente trends alsook hun voorspellende waarde speculatief.
5. Literatuurlijst 1.
Arbyn M, Quataert P, Van Hal G, Van Oyen H: Cervical cancer screening the Flemish region (Belgium): measurement of the attendance rate by telephone interview. Eur. J. Cancer Prevention, 1997, 6, 389-398.
2.
Arbyn M, Van Oyen H, Vergote I, Mertens R, Cluys L, Diels J: Incidence and prevalence of hysterectomy in the Flemish Region (Belgium). In: 11th International Meeting of Gynaecological Oncology; Ed: P. Bõsze, T. Maggino, C.F. De Oliveira, A. Onnis. Monduzzi Editore, Bologna, 1999, pp 189-193.
3.
Arbyn M, Van Oyen H: Secundaire preventie van cervixkanker in Vlaanderen: feiten en voorstellen voor een structurele aanpak. Nota aan de Minister voor Welzijn, Volksgezondheid en de Administratie Gezondheidszorg van de Vlaamse Gemeenschap. WIV/EPI-serie 20, 1999, Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid, Brussel.
4.
Beral V: Cancer of the cervix: a sexually transmitted disease? Lancet, May 1974, 1037-1040.
5.
Clayton D, Schifflers E: Models for temporal variation in cancer rates. I. Age-period and age-cohort models. Stat. Med.,1987, 6, 449-467.
6.
Clayton D, Schifflers E: Models for temporal variation in cancer rates. II. Age-period-cohort models. Stat. Med.,1987, 6, 469-481.
7.
Coleman MP, Estève J, Damiecki P, Arslan A, Renard H: Trends in Cancer incidence and mortality. World Health Organisation, International Agency for Research on Cancer, International Union Against Cancer, International Association of cancer registries. IARC Scientific Publications N° 121, 1993, Lyon.
8.
COOV (Centrum voor Operationeel Onderzoek in Volksgezondheid): Overlijden en oorzaakspecifiek overlijden in de Vlaamse Gemeenschap 1989-1991. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Administratie Gezondheidszorg, Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid - Louis Pasteur, 1997, Brussel.
9.
De Schryver A: Does screening for cervical cancer affect incidence and mortality trends? Eur. J. Cancer Clin. Oncology, 1989, 25 (2), 395-399.
10.
Estève J, Benhamou E, Raymond L: Statistical Methods in Cancer Research. Volume IV: Descriptive Epidemiology. IARC Scientific Publications N° 128, 1994, Lyon.
11.
Giard RWM, Coebergh JWW, Wijnen JA: Tegenvallende effectiviteit van bevolkingsonderzoek naar baarmoederhalskanker. Ned. Tijdschr. Geneesk., 1996, 141, 317-321.
12.
Holland WW, EC Working Group on Health Services and Avoidable Deaths: European Community Atlas of ‘Avoidable Deaths’. Commission of the European Communities. Health Services Research Series N° 9. Oxford Medical Publications, Oxford University Press, 1997, Oxford.
13.
Jenssen OM, Estève J, Moller H, Renard H: Cancer in the European Community and its member states. Eur. J. Cancer, 1990, 26, 1167-1256.
14.
Kupper,LL, Janis JM, Kamous A, Greenberg BG: Statistical age-period-cohort analysis: a review and critique. J. Chron. Dis., 1985, 38, 811-830.
15.
Laara E, Day N, Hakama M: Trends in mortality from cervical cancer in the nordic countries: associated with organised programmes. Lancet, 1987, 1247-1249.
16.
Lagasse R, Humblet PC, Hooft P, Van de Voorde H, Wollast E: Atlas of avoidable mortality in Belgium 1980-1984. Arch. Public Health, 1992, 50, 1-97.
17.
Moolgavkar SH, Lee JAH, Stevens RG: Analysis of vital statistics data. Modern Epidemiology, Rothman K.J & Greenland S, Lippincottt-Raven Publishers, Philadelphia, 1998, pp 481-497.
18.
Muñoz N: Human papilloma virus and cervical cancer: epidemiological evidence. New Developments in Cervical Cancer Screening and Prevention. Ed: E. Franco & J. Monsonego, Blackwell Science, Oxford, 1997, pp 3-13.
19.
Osmond C, Gardner C: Age, period and cohort models applied to cancer mortality rates. Stat. Med., 1982, 1, 245-259.
20.
Rutstein D, Berenberg W, Chalmers R, et al: Measuring the quality of medical care. N. Engl. J. Med, 1976, 297(9), 582-588.
21.
Rutstein D, Berenberg W, Chalmers R, et al: Measuring the quality of medical care: 2nd revision of tables of indexes. N. Engl. J. Med, 1980, 302(9), 1146.
22.
Smans M, Muir CS, Boyle P: Atlas of cancer mortality in the European Community. IARC Scientific Publications N° 107, 1992, Lyon.
23.
Vyslouzilova S, Arbyn M, Van Oyen H, Drieskens S, Quataert P: 1997. Cervical cancer mortality in Belgium, 1955-1989. A descriptive study. Eur. J. Cancer, 1997, 33, 1841-1845.
De spreiding van kinderkanker in Vlaanderen Haelterman G.
Samenvatting Dit artikel geeft een overzicht van het voorkomen van kinderkanker in Vlaanderen in de periode 1991-1995. De kindertumoren werden ingedeeld volgens de ICCC-classificatie. De spreiding van de verschillende ICCCgroepen is vergelijkbaar met de andere Europese kankerregisters. Behalve bij het jonge kind is leucemie de meest voorkomende vorm van kinderkanker. Voor alle leeftijdsgroepen samen volgen, na leukemie, de tumoren van het centraal zenuwstelsel en lymfomen. Bij tieners nemen bottumoren de derde plaats in, na leukemie en tumoren van het centralezenuwstelsel. In vergelijking met de cijfers van andere Europese kankerregisters komt kanker bij jongens in Vlaanderen minder voor, terwijl bij meisjes de Vlaamse incidentiecijfers vergelijkbaar zijn met de Engelse, Duitse en Nederlandse cijfers. Wanneer de aantallen groot genoeg zijn, werden incidentiecijfers berekend voor de ICCC-subcategorieĂŤn. De acute lymfatische leukemie is de meest voorkomende vorm van leukemie, zoals ook beschreven door andere kankerregisters. Vanaf het registratiejaar 1996 nemen enkele anatoompathologische laboratoria en universitaire oncologiediensten in Vlaanderen deel aan de registratie. De kwaliteit en de betrouwbaarheid van de gegevens zullen hierdoor sterk verbeteren, waardoor het register van kindertumoren een belangrijke gegevensbank zal zijn voor ondersteuning van het gezondheidszorgbeleid en epidemiologisch onderzoek.
1. Inleiding In de loop van de laatste eeuw is de kindersterfte drastisch verminderd, voornamelijk door het terugdringen van besmettelijke ziekten, een betere voeding en hygiĂŤne, vaccinatiecampagnes en het gebruik van antibiotica. In 1997 zijn in Vlaanderen 152 kinderen in de leeftijdsgroep van 1 tot 14 jaar overleden: 36 ten gevolge van kanker, 30 na een verkeersongeval en 22 door een ongeval in de privĂŠ-sfeer (1). Deze sterftecijfers geven echter een onvolledig beeld van het optreden van de ziekte, gezien de sterk verbeterde overlevingskansen voor kinderkanker. De langdurige en soms zeer ingrijpende behandelingen, de psychologische belasting voor het kind en zijn omgeving en de onzekere afloop maken dat kanker toch een belangrijk gezondheidsprobleem is in deze leeftijdsgroep. Gegevens van een kankerregister kunnen het manifesteren en de spreiding van de verschillende vormen van kinderkanker objectiveren.
2. Situering van het Nationaal Kankerregister Het NKR (Nationaal Kankerregister) registreert sedert 1983 nieuwe kankergevallen via de ziekenfondsen (2). Het NKR is een algemeen register dat tracht gegevens voor alle tumoren en voor alle leeftijden te registreren. De ziekenfondsen bekomen de informatie van de behandelende arts die een registratieformulier invult. De gegevens worden gecentraliseerd en gecodeerd bij de landsbonden. Jaarlijks worden deze gegevens doorgegeven aan het NKR, waar de informatie nagekeken en geanalyseerd wordt. Het register geeft regelmatig brochures uit met incidentiecijfers voor alle tumoren en alle leeftijdsklassen. Tot en met 1995 gebeurde de registratie uitsluitend via de ziekenfondsen, maar vanaf 1996 kwamen ook gegevens uit andere registers: het Antwerps Kankerregister, het anatoompathologisch register in Limburg, het bronchuscarcinoomregister van de VRGT (Vlaamse Vereniging voor Respiratoire Gezondheidszorg en Tuberculosebestrijding) en gegevens van enkele anatoompathologische laboratoria en universitaire oncologische ziekenhuisdiensten. De registratie van het NKR is afgerond tot en met 1996. Voor 1997 en 1998 is men volop bezig de gegevens te centraliseren.
3. Methoden De gegevens van het NKR laten toe om de spreiding van kanker bij kinderen te bestuderen. In verhouding tot andere aandoeningen bij kinderen is kanker een zeldzame aandoening, wat betekent dat het bestuderen van de afzonderlijke diagnostische groepen meestal gebaseerd is op kleine aantallen. Vandaar de noodzaak om gegevens van verschillende jaren samen te voegen. Voor deze analyse werden gegevens van 5 jaar (1991 tot en met 1995) samengevoegd. De registratie gebeurde in die periode nog uitsluitend op basis van ziekenfondsengegevens.Kindertumoren vereisen een afzonderlijke analyse, aangezien tumoren zich anders gedragen bij kinderen dan bij volwassenen (4)(3). Bij volwassenen worden tumoren voornamelijk ingedeeld volgens het aangetaste orgaan (de zogenaamde topografische as), bij kinderen is de morfologie van de tumor de belangrijkste parameter. Dit heeft ertoe geleid dat een afzonderlijke classificatie werd uitgewerkt die gehan-
teerd wordt door alle kinderkankerregisters, de ICCC-classificatie (International Classification of Childhood Cancer)(5). Volgens de ICCC-classificatie worden kindertumoren opgesplitst in 12 grote groepen die dan nog ingedeeld worden in subcategorieën (tabel 1). In het NKR gebeurde de omzetting naar de ICCC-codes voor de geregistreerde patiënten jonger dan 15 jaar. Tabel 1: classificatie van de kindertumoren volgens de ICCC-classificatie. I
Leukemieën
II
Lymfoma
III
Tumoren van het centralezenuwstelsel
IV
Tumoren van het sympathisch zenuwstelsel
V
Retinoblastoom
VI
Niertumoren
VII
Levertumoren
VIII
Kwaadaardige bottumoren
IX
Zachtweefselsarcoma
X
Kiemcel- en gonadale tumoren
XI
Carcinoma en epitheliale tumoren
XII
Andere en niet gespecificeerde tumoren
Een bijkomend verschil met de analysen bij volwassenen is dat de jongste leeftijdsgroep (< 5 jaar) opgesplitst wordt in kinderen jonger dan 1 jaar en kinderen tussen 1 en 4 jaar zodat men meestal 4 leeftijdsgroepen bestudeert (<1, 1-4, 5-9, 10-14). Dit laat toe incidentiecijfers te berekenen voor het jonge kind (<1 jaar). Voor kinderen worden de incidentiecijfers in aantallen per 1.000.000 kinderen weergegeven. Bij volwassenen worden de gegevens voor mannen en vrouwen steeds afzonderlijk geanalyseerd terwijl bij kinderen dit niet steeds het geval is. Volgende berekeningen werden uitgevoerd op het bestand: leeftijdsspecifieke incidentiecijfers (<1 jaar, 1-4 jaar, 5-9 jaar en 10-14 jaar) per 1.000.000 kinderen, voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers met de wereldpopulatie als standaard (per 1.000.000 kinderen) en de sekseratio of de geslachtsverhouding (eveneens op basis van voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers met de wereldpopulatie als standaard). De 95% betrouwbaarheidsintervallen voor de gestandaardiseerde incidentiecijfers werden berekend met een Poissonbenadering (6). Per leeftijdsgroep werd de spreiding van de ICCC-groepen nagegaan. Bovenstaande berekeningen werden uitgevoerd voor de ICCC-groepen waar de aantallen groot genoeg waren: leukemieën, tumoren van het centralezenuwstelsel, lymfoma en neuroblastoom. De leeftijdsopbouw van de kinderen in Vlaanderen voor de periode 1991-1995 is weergegeven in tabel 2 (7). Tabel 2: Leeftijdsopbouw van de Vlaamse populatie <15 jaar van 1991-1995: aantal persoonsjaren. jongens
meisjes
< 1 jaar
175.517
167.394
1-4 jaar
706.477
672.813
5-9 jaar
865.506
822.844
10-14 jaar
918.418
872.813
0-14 jaar
2.665.918
2.535.864
4. Resultaten en bespreking 4.1. Globaal bestand Voor de periode 1991-1995 registreerden de ziekenfondsen 641 kinderen met kanker in Vlaanderen: 350 jongens en 291 meisjes, dit komt overeen met een sekseratio van 1,16. In figuur 1 worden voor alle tumoren samen de absolute aantallen weergegeven, gesplitst per geslacht en per leeftijdsjaar. Figuur 1: Kindertumoren in Vlaanderen, 1991-1995: spreiding per geslacht en leeftijd.
45 40 Jongens
Meisjes
35 30 25 20 15 10 5 0 0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
leeftijd
Van de 641 kinderen werden 6,86% gediagnosticeerd vóór de leeftijd van 1 jaar en 43,99% van de kinderen was jonger dan 5 jaar (tabel 3). Tabel 3: Verdeling van de tumoren per leeftijdsgroep: absolute aantallen en percentages. Kinderen <15 jaar, Vlaanderen, 1991-1995. totaal
%
< 1 jaar
44
6,86
1-4 jaar
238
37,13
5-9 jaar
175
27,30
10-14 jaar
184
28,71
Totaal
641
100,00
De leeftijdsspecifieke incidentiecijfers, de absolute aantallen en de gestandaardiseerde incidentiecijfers voor alle tumoren samen zijn weergegeven in tabel 4. Voor elke leeftijdsgroep werd de sekseratio berekend op basis van de leeftijdsspecifieke incidentiecijfers. In de 3 jongste leeftijdsgroepen is er een duidelijk mannelijk overwicht: er zijn 25% meer jongens onder 5 jaar en 16% meer jongens tussen 5 en 9 jaar met kanker. Bij kinderen tussen 10 en 14 jaar is er geen geslachtsgradiënt meer. De sekseratio, berekend op basis van de voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers, bedraagt 1,16. De hoogste incidentiecijfers ziet men in de leeftijdsgroepen onder 5 jaar: bij kleine kinderen (<1 jaar) zijn de incidentiecijfers lager dan bij de 1- tot 4-jarigen. De voor de leeftijd gestandaardiseerde waarden bedragen 135,70/1.000.000 jongens (95% BI: 121,36 – 150,04) en 117,10/1.000.000 meisjes (95% BI: 103,53 – 130,68). Het bruto-incidentiecijfer bedraagt 131,29 per miljoen jongens (95% BI: 117,53 - 145,04) en 114,75 per miljoen meisjes (95% BI:101,57 - 127,94). Dit betekent dat in Vlaanderen jaarlijks bij 1 kind op 10.000 kanker wordt gediagnosticeerd.
Tabel 4: Spreiding naar geslacht en leeftijdsgroep: absolute aantallen, leeftijdsspecifieke incidentiecijfers, bruto-incidentiecijfers, voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR) en sekseratio. Kinderen <15 jaar, Vlaanderen, 1991-1995: alle kankers. Jongens
Meisjes
n
/1.000.000
n
/1.000.000
sekseratio
< 1 jaar
25
142,44
19
113,50
1,25
1-4 jaar
135
191,09
103
153,09
1,25
5-9 jaar
96
110,92
79
96,01
1,16
10-14 jaar
94
102,35
90
103,11
0,99
Totaal
350
131,29
291
114,75
1,14
ASR
135,70/1.000.000
117,10/1.000.000
1,16
Het voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfer (ASR) laat toe de Vlaamse cijfers te vergelijken met die van andere Europese kankerregisters (tabel 5). Het valt dan op dat de incidentie in Vlaanderen eerder laag ligt en dit zowel bij jongens als bij meisjes (3). Tabel 5: Kankerincidentie in Europa voor kinderen < 15 jaar: voor de leeftijd gestandaardiseerd incidentiecijfer (wereldpopulatie) per 1.000.000.
Jongens
Meisjes
Denemarken (1983-1991)
168,1
148,9
Lorraine - Frankrijk (1983-1992) *
148,6
128,4
West Duitsland (1985-1990) *
144,1
119,3
Piedmont - Italië (1982-1989) *
151,8
139,0
Nederland (1989-1992)
149,9
119,9
Valencia - Spanje (1983-1990) *
158,6
131,9
Zweden (1983-1989)
157,4
151,2
Engeland en Wales (1981-1990) *
130,8
113,1
Vlaanderen (1991-1995)
135,7
117,1
* Kankerregisters gespecialiseerd in de registratie van kindertumoren
De verdeling van de kindertumoren in Vlaanderen volgens de ICCC-classificatie vindt men in tabel 6. De belangrijkste groep is deze van de leukemieën met bijna 33% van alle registraties, gevolgd door tumoren van het centralezenuwstelsel (18%), lymfoma of lymfeklierkanker (10%) en tumoren van het sympathisch zenuwstelsel, hoofdzakelijk het neuroblastoom (10%). Deze 4 grote groepen vormen samen 71% van alle kinderkankers. Voor de andere groepen zijn de aantallen klein (minder dan 50 registraties in 5 jaar). De laatste groep (andere en niet gespecificeerde tumoren) maakt 3% uit van het totale bestand. Het merendeel van deze 19 diagnosen hoort eigenlijk bij één van de bovenstaande groepen. De informatie op het registratieformulier, dat ingevuld wordt door de behandelende arts, was echter te beperkt om het geval in een meer precieze groep onder te brengen.
Tabel 6: Kindertumoren in Vlaanderen, 1991-1995, jongens en meisjes: verdeling volgens de ICCCclassificatie: absolute aantallen en percentages. N
%
I
LeukemieĂŤn
211
32,92
II
Lymfoma
65
10,14
III
Tumoren van het centralezenuwstelsel
116
18,10
IV
Tumoren van het sympathisch zenuwstelsel
63
9,83
V
Retinoblastoom
13
2,03
VI
Niertumoren
28
4,37
VII
Levertumoren
5
0,78
VIII
Kwaadaardige bottumoren
43
6,71
IX
Zachtweefselsarcoma
40
6,24
X
Kiemcel- en gonadale tumoren
21
3,28
XI
Carcinoma en epitheliale tumoren
17
2,65
XII
Andere en niet gespecificeerde tumoren
19
2,96
Totaal
641
100,00
De verdeling van de ICCC-groepen met de grootste incidentie, in functie van de 4 leeftijdsgroepen, vindt men in figuur 2.
Figuur 2: Kindertumoren in Vlaanderen, 1991-1995, jongens en meisjes: frequentieverdeling van de ICCC- groepen met de grootste incidentie per leeftijdsgroep.
< ren e d Kin
1
) 44 = n r( jaa
neuroblastoom (n=11) leukemieën (n=7) tumoren centralezenuwstelsel (n=6) kiemcel- en gonadale tumoren (n=4) andere tumoren (n=16)
1 ren e d Kin
-
8) 23 = (n ar a j 4
leukemieën (n=96) tumoren centralezenuwstelsel (n=39) neuroblastoom (n=38) niertumoren (n=17) zachtweefselsarcoma (n=15) andere tumoren (n=33)
5 ren e d Kin
-
ar 9 ja
) 75 1 (n=
leukemieën (n=67) lymfoma (n=33) tumoren centralezenuwstelsel (n=32) zachtweefselsarcoma (n=9) neuroblastoom (n=7) andere tumoren (n=27)
0 n1 e r de Kin
4) 18 = (n ar a j 4 -1
leukemieën (n=41) tumoren centralezenuwstelsel (n=39) bottumoren (n=33) lymfoma (n=23) zachtweefselsarcoma (n=13) andere tumoren (n=35)
Bij kinderen jonger dan 1 jaar is neuroblastoom de meest voorkomende vorm van kanker (25%), gevolgd door leukemieën en tumoren van het centralezenuwstelsel (samen 30%). Bij de 1- tot 4-jarigen komt leukemie op de eerste plaats (40%), tumoren van het centralezenuwstelsel en neuroblastoom komen in gelijke mate voor (16%), gevolgd door niertumoren (7%) en zachtweefselsarcomas (6%). Ook in de volgende leeftijdsgroep blijft leukemie de meest voorkomende vorm van kanker (38%), lymfomen en tumoren van het centralezenuwstelsel nemen de tweede plaats in (elk 19%). Bij tieners staan leukemie en tumoren van het centralezenuwstelsel vooraan (22% en 21%) gevolgd door bottumoren (18%). 4.2. Leukemie Dit is de meest voorkomende kanker bij kinderen (33% van alle kwaadaardige aandoeningen bij kinderen). In tabel 7 wordt de leeftijdsspreiding weergegeven. Bijna de helft van alle leukemiepatiëntjes zijn jonger dan 5 jaar (103 op 211 kinderen). De hoogste incidentie wordt opgemeten in de leeftijdsgroep van 1 tot 4 jaar (> 50/ 1.000.000), na deze leeftijd daalt de incidentie. De piek tussen 1 en 4 jaar wordt ook geconstateerd door andere buitenlandse kankerregisters (4). De voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers bedragen 43,48/1.000.000 jongens (95% BI: 35,33 – 51,63) en 41,63/1.000.000 meisjes (95% BI: 33,41 – 49,85). De sekseratio berekend op basis van de ASR bedraagt 1,04. De Vlaamse incidentiecijfers zijn vergelijkbaar met die van andere Europese registers (4): bij jongens variëren de gestandaardiseerde incidentiecijfers tussen 40,0 en 56,2/1.000.000 en bij meisjes tussen 31,9 en 50,3/1.000.000. Jongens
Meisjes
n
/1.000.000
n
/1.000.000
< 1 jaar
3
17,09
4
23,90
1-4 jaar
48
67,94
48
71,34
5-9 jaar
38
43,90
29
35,24
10-14 jaar
22
23,95
19
21,77
totaal
111
41,64
100
39,43
ASR
43,48/1.000.000
41,63/1.000.000
Tabel 7: : Leukemie bij kinderen in Vl.,'91-'95. Spreiding naar geslacht en leeftijdsgroep: absolute aantallen, leeftijdsspecifieke incidentiecijfers, brutoincidentiecijfers, voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR).
De verdeling van de verschillende typen leukemie staat in tabel 8: 75,83 procent van alle geregistreerde leukemieën zijn acute lymfatische leukemieën (ALL). Bij de meeste Europese kankerregisters varieert dit percentage tussen 75 en 80% (4). In Vlaanderen bedragen de voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers van ALL 33,14/1.000.000 jongens en 31,37/1.000.000 meisjes. Internationaal variëren de incidentiecijfers voor ALL sterk; hoge incidentiecijfers worden opgetekend in Noord-Amerika en Europa (4). Binnen Europa is er veel variatie in het voorkomen van ALL vastgesteld: van 31 tot 47 per miljoen jongens en van 29 tot 41 per miljoen meisjes (3). De groep van de acute non-lymfatische leukemie komt met 11% op de tweede plaats: de ASR bedraagt 5,52 per miljoen jongens en 4,01 per miljoen meisjes. Binnen Europa variëren de incidentiecijfers tussen 4 en 8/1.000.000 (4). Wereldwijd schommelen de voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers voor chronische myeloïde leukemie tussen 0,5 en 1,5/1.000.000 (4). In Vlaanderen bedraagt dit cijfer 1,18/ 1.000.000 jongens en 1,65/1.000.000 meisjes. Negentien kinderen (9%) werden geregistreerd in de categorie “Andere of niet gespecificeerde leukemie”; 9 bij “Leukemie, niet gespecificeerd”en 5 bij “Acute leukemie, niet gespecificeerd”. De ontoereikende informatie op het registratieformulier liet niet toe deze gevallen bij een bepaalde vorm van leukemie onder te brengen, wat betekent dat in de realiteit de incidentiecijfers in de andere categorieën nog iets hoger liggen.
n
%
acute lymfatische leukemie
160
75,83
andere lymfatische leukemie
1
0,47
acute non-lymfatische leukemie
24
11,37
chronische myeloïde leukemie
7
3,32
andere en niet gespecificeerde leukemie
19
9,00
totaal
211
100,00
Tabel 8: Leukemie bij kinderen in Vl., '91-'95. Spreiding van de verschillende vormen van leukemie: absolute aantallen en percentages.
4.3. Lymfoma Naar voorkomen is dit de derde belangrijkste groep van kindertumoren in Vlaanderen. Gedurende de periode 1991-1995 werden 65 lymfomen gediagnosticeerd bij 45 jongens en 20 meisjes (tabel 9). Er is een duidelijk mannelijk overwicht: de sekseratio bedraagt 2,16. Lymfomen komen weinig voor in de jongste leeftijdsgroepen; de hoogste incidentiecijfers worden opgemeten bij de 5- tot 9-jarigen. In iedere leeftijdsgroep is de leeftijdsspecifieke incidentie hoger bij jongens. De voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers bedragen bij jongens 16,32/1.000.000 (95% BI: 11,53 - 21,12) en bij meisjes 7,57/1.000.000 (95% BI: 4,23 - 10,91). In Europa variëren de incidentiecijfers van 15 tot 22/1.000.000 bij jongens en van 5 tot 13/1.000.000 bij meisjes . De sekseratio schommelt tussen 1,43 in Frans Lotharingen en 3,31 in Denemarken (3). Tabel 9: Lymfoma bij kinderen in Vlaanderen, 1991-1995. Spreiding naar geslacht en leeftijdsgroep: absolute aantallen, leeftijdsspecifieke incidentiecijfers, bruto-incidentiecijfers, voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR). Jongens
Meisjes
n
/1.000.000
n
/1.000.000
< 1 jaar
2
11,39
0
0,00
1-4 jaar
4
5,66
3
4,46
5-9 jaar
24
27,73
9
10,94
10-14 jaar
15
16,33
8
9,17
totaal
45
16,88
20
7,89
ASR
16,32/1.000.000
7,57/1.000.000
Bijna twee derden van de geregistreerde lymfomen behoren tot de Non-Hodgkin lymfomagroep (42 van de 65), terwijl éénderde gediagnosticeerd werd als de Ziekte van Hodgkin (22/65). De ASR voor de Non-Hodgkinlymfomen bedraagt bij jongens 11,61 per miljoen en bij meisjes 4,33 per miljoen; voor de Ziekte van Hodgkin zijn deze waarden respectievelijk 4,71 per miljoen en 2,78 per miljoen. Er is een duidelijk overwicht van het mannelijk geslacht voor beide vormen: de sekseratio voor de Ziekte van Hodgkin bedraagt 1,69; voor het NonHodgkinlymfoom bedraagt de sekseratio 2,68. In tegenstelling tot andere Europese kankerregisters werden bij het NKR de Burkittlymfomen niet afzonderlijk gecodeerd door de ziekenfondsen; deze vorm is ondergebracht bij de Non- Hodgkinlymfomen. Dit bemoeilijkt de vergelijking met andere kankerregisters, aangezien er voor het Burkittlymfoom een aanzienlijke geografische variatie vastgesteld wordt. In sommige kankerregisters in ZuidEuropa en Denemarken vertegenwoordigen de Burkittlymfomen tot 20% van alle geregistreerde lymfomen, terwijl in het Verenigd Koninkrijk en West-Duitsland zij minder dan 10% uitmaken van alle lymfomen (3). 4.4. Tumoren van het centralezenuwstelsel De tumoren van het centralezenuwstelsel komen op de tweede plaats met 116 nieuwe gevallen in 5 jaar: 67 jongens en 49 meisjes. De sekseratio voor de hele groep bedraagt 1,41. In tabel 10 ziet men een piek bij de 1tot 4-jarige jongens (43,88/1.000.000), terwijl bij meisjes de leeftijdsspecifieke incidentiecijfers geleidelijk stijgen. In functie van de leeftijd zijn er duidelijke verschillen in de sekseratio’s: in de jongste leeftijdsgroep bedraagt de sekseratio 1,91; bij de 1- tot 4-jarigen bedraagt de sekseratio 3,69 terwijl er bij de oudere kinderen meer meisjes met deze tumoren zijn. De voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR) bedragen 26,26 per miljoen jongens (95% BI: 19,92 – 32,60) en 18,65 per miljoen meisjes (95% BI: 13,39 – 23,91). Tabel 10: Tumoren van het centralezenuwstelsel bij kinderen in Vlaanderen, 1991 - 1995. Spreiding naar geslacht en leeftijdsgroep: absolute aantallen, leeftijdsspecifieke incidentiecijfers, brutoincidentiecijfers, voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR). Jongens
Meisjes
N
/1.000.000
n
/1.000.000
< 1 jaar
4
22,79
2
11,95
1-4 jaar
31
43,88
8
11,89
5-9 jaar
14
16,18
18
21,88
10-14 jaar
18
19,60
21
24,06
totaal
67
25,13
49
19,32
ASR
26,26/1.000.000
18,65/1.000.000
Ook in andere westerse landen nemen tumoren van het centralezenuwstelsel de tweede plaats in na leukemie. In de meeste kankerregisters worden zowel kwaadaardige als goedaardige hersentumoren geregistreerd zonder onderscheid in rapportering. Dit maakt de vergelijking niet gemakkelijk aangezien de ziekenfondsen niet alle goedaardige tumoren van hersenen en ruggenmerg registreerden. In West–Europa variëren de incidentiecijfers bij jongens tussen 29 en 39 per miljoen en bij meisjes tussen 23 en 43 per miljoen (3). Tabel 11: Spreiding van de tumoren van het centralezenuwstelsel bij kinderen in Vlaanderen, 1991– 1995: absolute aantallen en percentages. N
%
ependymoma
9
7,76
astrocytoma
41
35,34
medulloblastoma
20
17,24
glioma, andere
13
11,21
tumoren centralezenuwstelsel, andere
5
4,31
tumoren centralezenuwstelsel, niet gespecificeerd
28
24,14
totaal
116
100,00
4.5. Neuroblastoom Het neuroblastoom is een kwaadaardige tumor van het sympathisch zenuwstelsel die uitsluitend bij kinderen voorkomt. Meestal ligt de oorsprong van de tumor in het bijniermerg maar hij kan ontstaan in andere organen. Het is een tumor die voornamelijk het jonge kind treft: 37 van de 63 tumoren (59%) werden gediagnosticeerd bij kinderen jonger dan 3 jaar (figuur 3). De voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR) bedragen 14,36 per miljoen jongens (95% BI: 9,51 – 19,21) en 12,57 per miljoen meisjes (95% BI: 7,97 – 17,17) (tabel 12). Voor alle leeftijden samen is er een licht mannelijk overwicht: sekseratio 1,14. In de jongste leeftijdsgroep bedraagt de sekseratio 2,54. Figuur 3: Neuroblastoom in Vlaanderen 1991 – 1995: leeftijdsspreiding.
absolute aantallen
20 16 12 8 4 0 0 1
2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 leeftijd
Tabel 12: : Neuroblastoom in Vlaanderen, 1991 – 1995. Spreiding naar geslacht en leeftijdsgroep: absolute aantallen, leeftijdsspecifieke incidentiecijfers, bruto-incidentiecijfers, voor de leeftijd gestandaardiseerde incidentiecijfers (ASR). Jongens
Meisjes
n
/1.000.000
n
/1.000.000
< 1 jaar
8
45,58
3
17,92
1-4 jaar
20
28,31
18
26,75
5-9 jaar
3
3,47
4
4,86
10-14 jaar
3
3,27
4
4,58
Totaal
34
12,75
29
11,44
ASR
14,36/1.000.000
12,57/1.000.000
In de Europese registers schommelt de ASR bij jongens tussen 9 en 15/ 1.000.000, bij meisjes tussen 6 en 12/1.000.000.
5. Besluit Dit artikel geeft een overzicht van het voorkomen van kinderkanker in Vlaanderen in de periode 1991-1995. De kindertumoren werden ingedeeld volgens de ICCC-classificatie. De spreiding van de verschillende ICCC-groepen is vergelijkbaar met de andere Europese kankerregisters. Behalve bij het jonge kind is leukemie de meest voorkomende vorm van kinderkanker. Voor alle leeftijdsgroepen samen volgen, na leukemie, de tumoren van het centralezenuwstelsel en lymfomen. Bij tieners nemen bottumoren de derde plaats in, na leukemie en tumoren van het centralezenuwstelsel. In vergelijking met de cijfers van andere Europese kankerregisters komt kanker bij jongens in Vlaanderen minder voor, terwijl bij meisjes de Vlaamse incidentiecijfers vergelijkbaar zijn met de Engelse, Duitse en Nederlandse cijfers. Voor drie percent van de geregistreerde kinderen was er onvoldoende informatie op het registratieformulier genoteerd door de behandelende arts om het geval in een precieze groep onder te brengen. Wanneer de aantallen groot genoeg zijn, werden incidentiecijfers berekend voor de ICCC-subcategorieën. De acute lymfatische leukemie is de meest voorkomende vorm van leukemie, zoals ook beschreven door andere kankerregisters. Negen procent van alle leukemieën van het NKR-bestand kon men niet onderbrengen in een precieze groep vanwege de onnauwkeurige informatie van de behandelende arts. Tot 1995 kan men in Vlaanderen geen precieze cijfers weergeven voor het Burkittlymfoom aangezien dit tot dan toe niet afzonderlijk gecodeerd werd. Het NKR registreerde tot 1995 niet alle goedaardige tumoren van het centralezenuwstelsel, wat ook af te lezen valt uit de relatief lagere incidentiecijfers in Vlaanderen in vergelijking met andere Europese kankerregisters waar dit wel gebeurt. Voor bijna één derde van alle geregistreerde tumoren van het centralezenuwstelsel was geen nauwkeurige diagnose genoteerd door de behandelende arts. Andere Europese kankerregisters hebben ook met dit probleem te kampen. Vanaf het registratiejaar 1996 nemen enkele anatomopathologische laboratoria en universitaire oncologiediensten in Vlaanderen deel aan de registratie. De kwaliteit en de betrouwbaarheid van de gegevens zullen hierdoor sterk verbeteren, waardoor het register van kindertumoren een belangrijke gegevensbank zal zijn voor ondersteuning van het gezondheidszorgbeleid en epidemiologisch onderzoek.
6. Literatuur 1.
Aelvoet W, Fortuin M, Hooft P, Vanoverloop J: Oorzaakspecifiek overlijden. In: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Administratie Gezondheidszorg: Gezondheidsindicatoren 1997. Brussel 1999: 14 – 20.
2.
Belgisch Werk tegen Kanker – Oeuvre Belge du Cancer: Ministerie van de Vlaamse Gemeen schap, Ministerie van Sociale Zaken, Volksgezondheid en Leefmilieu: Kanker in België 1992 – 1995. Brussel, 1999.
3
Parkin D, Kramarova E, Draper G, et al.: International Incidence of Childhood Cancer, Vol II. IARC Scientific Publication n° 144, 1998.
4.
Little J: Epidemiology of Childhood Cancer. IARC Scientific Publication n° 149, 1999.
5.
Marsden H: The Classification of Childhood Tumours. IARC Scientific Publications n°87, 1998.
6.
Jensen O, Parkin D, Maclennan R, Muir C, Skeet R: Cancer registration: principles and methods. IARC Scientific Publications n°95, 1991.
7.
Administratie Gezondheidszorg- Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Brussel, 2000.
Diabetesregistratie in Vlaanderen Weets I.1,2, Daubresse J.-C.1,3, Decochez K.1,4, De Leeuw I.1,5, Dorchy H.1,6, Hendrieckx C.1,4, Keymeulen B.1,7, Krzentowski G.1,8, Mathieu C.1,9, Rottiers R.1,10, Schuit F.1,4, Van Crombrugge P.1,11, Gorus F.1,4, Pipeleers D.1,4, en het Belgisch Diabetes Register 1 Stuurgroep Belgisch Diabetes Register, Laarbeeklaan 101, 1090 Brussel; 2 Centrale Eenheid Belgisch Diabetes Register; 3 Médecine Interne, CHU Charleroi, Charleroi; 4 Diabetes Research Centre, VUB, Brussel; 5 Endocrinologie, UZA, UIA, Antwerpen; 6 Diabétologie, HUDERF, Bruxelles; 7 Diabetologie, AZ-VUB, VUB, Brussel; 8 Endocrinologie, CHU Charleroi Site de Jumet, Jumet; 9 Endocrinologie, UZ Leuven, KUL, Leuven; 10 Endocrinologie, UZ Gent, UG, Gent; 11 Endocrinologie, OLV Ziekenhuis, Aalst
Samenvatting Het Belgisch Diabetes Register (BDR) is een nationaal multicentrisch en multidisplinair samenwerkingsverband waar diabetologen en pediaters uit alle universitaire centra en de meeste niet-universitaire centra aan deelnemen. Sedert 1989 kunnen alle nieuwe gevallen van diabetes ontstaan vóór de leeftijd van 40 jaar worden geregistreerd, evenals hun eerstegraadsverwanten jonger dan 40 jaar. Voor elke patiënt wordt er door de behandelende geneesheer bij diagnose en nadien jaarlijks een standaard vragenlijst ingevuld die demografische, klinische en lokale biologische gegevens omvat. Er wordt eveneens elke maal een bloedstaal genomen voor de centrale bepaling van vroege biologische merkers van betaceldestructie met gestandaardiseerde en gevalideerde technieken in referentielaboratoria. Het register heeft de volgende doelstellingen: 1. het bepalen van de incidentie van type 1 diabetes ontstaan vóór de leeftijd van 40 jaar, 2. het identificeren van personen (patiënten en verwanten) met een hoog risico op betaceldestructie, 3. het uitwerken en opstarten van preventieve studies bij deze personen met een hoog risico de bedoeling type 1 diabetes te vermijden of te milderen, 4. het verstrekken van informatie aan overheden, geneesheren, patiënten met hun familieleden en de algemene bevolking omtrent diabetes en de diagnostische, preventieve en therapeutische moge lijkheden die zijn ontstaanuit vorderingen in het wetenschappelijk onderzoek Een 10-jarige epidemiologische monitoring in het arrondissement Antwerpen heeft aangetoond dat de incidentie van type 1 diabetes in België intermediair is voor Europa in de leeftijdsgroep onder de 15 jaar. De meeste patiënten echter ontwikkelen de ziekte na de leeftijd van 15 jaar. In deze oudere leeftijdsgroep, maar niet in de groep 0-14 jaar, bestaat er een belangrijk mannelijk overwicht. Hoewel de incidentie van de ziekte constant bleef in de leeftijdsgroep 0-39 jaar werd een tendens tot vervroeging van de klinische presentatie waargenomen, met een toename van het aantal jongens onder de 7 jaar hetgeen op termijn een toename van het aantal chronische complicaties van diabetes doet vrezen. De studies naar vroege biologische merkers hebben geleid naar criteria voor de identificatie van patiënten en eerstegraadsverwanten met een hoog risico op destructie van de residuele betacellen. Een groep hoog risicopersonen werd samengesteld en krijgt nu de gelegenheid om aan opgestarte preventieve studies deel te nemen die als doel hebben de residuele betacelmassa beter te bewaren en dus de evolutie naar diabetes (bij verwanten) en het ontstaan van chronische complicaties (bij patiënten) te vertragen of te vermijden. In de periode 1989-1998 heeft het register 76 lokale of internationale rapporten opgesteld naar diverse doelgroepen toe.
1. Inleiding Diabetes mellitus is een belangrijke aandoening die vroeg of laat 1 Vlaming op 10 treft (1). De overgrote meerderheid van de gevallen vinden hun oorzaak in een malfunctie (type 2 diabetes) of autoimmune destructie (type 1 diabetes) van insuline-producerende cellen gelegen in de alvleesklier (primaire diabetes) (2). Wereldwijd neemt de incidentie van zowel type 1 als type 2 diabetes toe (3,4). De actuele behandeling poogt zoveel mogelijk de functie van de betacellen te verbeteren of te substitueren, zonder evenwel het onderliggende cellulaire defect te kunnen genezen. Hierdoor blijven de bloedsuikerspiegels frequent gedurende lange perio-
des verhoogd en kunnen de invaliderende chronische complicaties van diabetes ten gevolge van chronische hyperglycemie niet vermeden worden (5). Deze chronische complicaties verminderen de levensduur en veroorzaken rechtstreeks of onrechtstreeks 15% van de uitgaven in de ziekte en invaliditeitsverzekering (6,7). Vooral personen die diabetes ontwikkelen op relatief jonge leeftijd (vóór de leeftijd van 40 jaar) hebben een hoog risico op het ontwikkelen van chronische complicaties omdat zij doorgaans een ernstig insuline-tekort ontwikkelen (meestal type 1 diabetes) en meer risico lopen blootgesteld te worden aan hogere glucosespiegels gedurende langere periodes (8). Hierdoor ontstaat er een gevaar op “versuikering”van grote en kleine bloedvaten, met hartinfarct, beroerte, gangreen, blindheid en nierfalen als belangrijkste mogelijke gevolgen (5). De onrustwekkende stijging in incidentie van type 1 diabetes bij kinderen onder 5 jaar (4) doet op termijn een toename vrezen van deze invaliderende chronische complicaties die de ware gesel van diabetes vormen. Er zijn aanwijzingen dat het ziekteproces van zowel type 1 als type 2 diabetes lang voor het optreden van hyperglycemie en de geassocieerde klinische tekens gestart werd in de endocriene pancreas. Daarom lijkt het aangewezen om personen die stilzwijgend evolueren naar klinische diabetes op te sporen en bij hen te testen welke schadeloze farmaca in staat zijn om het verborgen ziekteproces af te remmen of te stoppen, zodat het optreden van hyperglycemie – en dus van chronische complicaties – vertraagd wordt of volledig voorkómen (9). Dergelijke strategie, gebaseerd op vroegtijdige diagnose, is actueel evenwel slechts te overwegen voor type 1 diabetes omdat alleen voor deze vorm vroege biologische merkers van de ziekte werden geïdentificeerd (9). Voorafgaandelijk dient de incidentie van diabetes in de betrokken leeftijdscategorieën vastgesteld te worden teneinde de omvang van het gezondheidsprobleem “diabetes”te kunnen inschatten en de eventuele spontane evolutie of invloed van latere preventiestrategieën te meten. Het identificeren van nieuwe diabetespatiënten laat tevens toe om risicogroepen voor de ziekte zoals eerstegraadsverwanten van gekende patiënten samen te stellen. Uittesten van preventieve maatregelen in deze risicogroepen kan als voorbereiding gelden voor het later uittesten van dezelfde interventies in de algemene bevolking die ongeveer 85 à 90% van alle nieuwe ziektegevallen levert (= sporadische gevallen). Teneinde een doelgerichte gezondheidsstrategie inzake diabetes mogelijk te maken met de klemtoon op preventie van de ziekte en haar complicaties, werd in 1989 het Belgisch Diabetes Register opgericht. Dit register werkt samen met universitaire en niet-universitaire centra en heeft de volgende doelstellingen: 1.Het jaarlijks vaststellen van het aantal nieuwe patiënten met type 1 diabetes (incidentie) onder de 40 jaar in een duidelijk gedefinieerde regio (arrondissement Antwerpen). Aangezien de gegevens verzameld worden volgens internationale richtlijnen (4) is vergelijking met buurlanden mogelijk. Er wordt tevens een meetinstrument gecreëerd om de latere impact van preventieve maatregelen na te gaan. 2.Het verzamelen van klinische, biologische en demografische gegevens bij een zo groot mogelijk aantal diabetes patiënten en eerstegraadsverwanten onder de 40 jaar in Vlaanderen en België met als doel: • het onderzoeken van de etiologische relatie tussen verscheidene factoren (genetische factoren, omgevingsfactoren) en het verschijnen van de ziekte • het ontwikkelen en toepassen van nieuwe vroege biologische merkers van diabetes (genetische, hormonale, immune) teneinde de evolutie van de ziekte beter te kunnen voorspellen en risico personen te kunnen identificeren met versnelde evolutie naar klinische diabetes (bij verwanten) of naar chronische complicaties (patiënten). Voor patiënten kunnen deze merkers nuttig zijn voor de objectieve classificatie, optimale behandeling en dus ook het voorkómen van chronische compli caties. Bij eerstegraadsverwanten van diabetespatiënten laten deze merkers toe deze individuen te identificeren die een verhoogd risico hebben op de aandoening. • het ontwikkelen en aanbieden van preventiestudies voor risicopersonen met als doel het optreden van klinische diabetes bij risicoverwanten en van chronische complicaties bij patiënten te vertra gen of te vermijden.Hierdoor wordt ook bijgedragen tot het verder optimaliseren van de behande ling van patiënten. 3 Het informeren van de overheid, het medisch corps, de patiënten met hun familieleden en de algemene bevolking over de aandoening en de evolutie in het wetenschappelijk onderzoek naar de verschillende aspecten van de aandoening.
2. Materiaal en methodes 2.1. Structuur Belgisch Diabetes Register (BDR) Het register telt actueel 102 leden die als diabetoloog/vorser verbonden zijn aan 7 universitaire en 61 nietuniversitaire instellingen. De clinici rapporteren nieuwe gevallen aan de centrale eenheid van het BDR (informed consent). Een gestandaardiseerde vragenlijst wordt ingevuld voor elke nieuwe patiënt welke demografische, klinische en biologische gegevens omvat. Deze gegevens worden geanonimiseerd opgeslagen in een databank en zijn enkel toegankelijk voor de mensen werkzaam in de centrale eenheid (gebonden aan het beroeps-
geheim). Bloedstalen worden afgenomen voor centrale analyse en stockage in een referentielaboratorium en voor gebruik in studies goedgekeurd door een stuurgroep, door de Ethische Commissie van het BDR en door het FWO. De multicentrisch en multidisciplinair samengestelde stuurgroep coördineert het beleid en beslist over studies en projecten van het BDR. Tijdens een jaarlijkse algemene vergadering worden de deelnemende artsen ingelicht over de activiteiten van het afgelopen jaar en worden toekomstplannen besproken. Werkgroepen leggen zich toe op bepaalde aspecten van diabetes zoals onder meer de vroege biologische merkers van de ziekte en diabetes bij volwassenen. De gegevens worden eveneens gebruikt voor epidemiologische studies en voor het voorbereiden van klinische studies omtrent de predictie en preventie van diabetes. De structuur en werking van het BDR is weergegeven in figuur 1. KLINIEK Patiënten / verwanten (0-39 jaar)
consultatie
behandeling/informatie
Figuur 1: Structuur van het Belgisch Diabetes Register. Werk groepen / Algemene vergadering
projecten beleid
Pediaters / endocrinologen
vragenlijsten / bloed stalen leiding
Stuurgroep
Informatie aan patiënten, familieleden, geneesheren en overheid
resultaten / informatie
Centrale Eenheid
bloed stalen resultaten
Database Stockage van bloedstalen
BDR
Referentie LABORATORIA
RESEARCH FWO (Inter)nationale wetenschappelijke studies • epidemiologische • klinische • biologische
2.2. Epidemiologie Sedert 1989 worden alle nieuwe gevallen van type 1 diabetes in het arrondissement Antwerpen geregistreerd in samenwerking met de Antwerpse geneesheren (pediaters, endocrinologen en huisartsen). In Antwerpen is deze registratie voor 98% volledig in de leeftijdsgroep jonger dan 15 jaar en bedraagt ze 90% in de leeftijdsgroep vanaf 15 jaar zoals bepaald door 2 onafhankelijke bronnen (“capture-recapture”methode) (10). De primaire bron bestaat uit pediaters en endocrinologen actief in het arrondissement Antwerpen. Voor elke nieuwe diabetespatiënt vullen zij een korte vragenlijst in en wordt er een bloedstaal afgenomen. De tweede onafhankelijke bron bestaat uit huisartsen, verpleegkundigen, een patiëntenorganisatie en de patiënten zelf via hun deelname aan het project “Vroege Diagnose en Preventie van Diabetes”(1). Deze epidemiologische studie maakt eveneens deel uit van de Europese BIOMED programma’s EURODIAB (EUROpe and DIAbetes) voor de leeftijdsgroep 0-14 jaar (coördinator Prof. G. Soltész, Pécs, Hongarije) en IDA (Insulin-dependent Diabetes in young Adults) voor de leeftijdsgroep 15-39 jaar (coördinator Dr. K.O. Kyvik, Odense, Denemarken). 2.3. Identificatie van personen met een risico op betaceldestructie Studies op de grotere, maar onvolledige groep van Belgische diabetespatiënten en de FWO-Levenslijn actie van 1996 omtrent “Vroege Diagnose en Preventie van Diabetes”bij eerstegraadsverwanten hebben toegelaten criteria op te stellen voor de identificatie van personen met een hoog risico op een snel verlies van de residuele betacellen (11,12). Daartoe worden genetische (HLA-DQ en insuline genotype) en immunologische merkers bepaald. Deze immunologische merkers omvatten 4 diabetes-geassocieerde antilichamen: antilichamen tegen cytoplasmatische eilandjescelcomponenten (ICA), antilichamen tegen insuline (IAA), antilichamen tegen glutamaat decarboxylase (GADA) en antilichamen tegen een IA-2 proteine fosfatase (IA-2A). De beide soorten merkers (genetische en immunologische) worden in een centraal referentielaboratorium geanalyseerd volgens methodes die gevalideerd werden door deelname aan internationale kwaliteitsbewakingsprogramma’s (11,12).
3. Resultaten 3.1. Epidemiologie 3.1.1. Incidentie van type 1 diabetes in Antwerpen Voor de periode 1989-1998 bedroeg de incidentie van type 1 diabetes bepaald voor het arrondissement Antwerpen 10.0 gevallen per 100 000 inwoners per jaar (tabel 1) in de leeftijdsgroep van 0 tot 39 jaar. De incidentie van type 1 diabetes is ongeveer gelijk in de leeftijdscategorieën 0-14 jaar en 15-39 jaar (tabel 1). In de groep onder de 15 jaar bestaat er geen verschil in de incidentie tussen jongens en meisjes. In de oudere leeftijdsgroep (1539 jaar) daarentegen is de incidentie bij de vrouwen significant lager dan bij de mannen van dezelfde leeftijd en dan bij de meisjes onder 15 jaar. Deze verschillen kunnen niet verklaard worden door verschillen in de volledigheid van registratie volgens leeftijd en geslacht. Aangezien er meer personen in de bevolking behoren tot de leeftijdsgroep 15-39 jaar dan tot de groep onder de 15 jaar, ontwikkelen er meer adolescenten of jonge volwassenen – overwegend mannen – de ziekte dan kinderen (13). Dit heeft als gevolg dat in de leeftijdsgroep van 1539 jaar, maar niet in de groep 0-14 jaar, de man/vrouw verhouding (M/V) significant groter dan 1 is (tabel 1). Tabel 1: Incidentie van type 1 diabetes en aantal geregistreerde patiënten met type 1 diabetes naargelang de leeftijd en het geslacht in het arrondissement Antwerpen voor de periode1989-1998.
0-14 jaar
15-39 jaar
0-39 jaar
11.6 (10.0-13.4) 10.3 (8.3-12.7) 13.0 (10.6-15.8)
9.1 (8.1-10.2) 10.9 (9.4-12.6) 7.3 (6.0-8.7)
10.0 (9.1-10.9) 10.7 (9.5-12.1) 9.2 (8.0-10.5)
98 99 98
90 91 88
94 95 94
190 86 104
299 182 117
489 268 221
0,8
1,6
1,2
Incidentie* Totaal Mannen Vrouwen % Volledigheid Totaal Mannen Vrouwen Aantal Totaal Mannen Vrouwen Man/vrouw ratio
* n/100000/jaar (95% betrouwbaarheidsinterval)
3.1.2. Tijdsgebonden evolutie van de incidentie van type 1 diabetes In landen als Finland en Groot-Brittannië werd recent een duidelijke toename waargenomen in de incidentie van type 1 diabetes bij kinderen, vooral onder de leeftijd van 5 jaar (14-16). In de Antwerpse regio wordt een dergelijke trend eveneens geobserveerd (figuur 2, tabel 2). In tegenstelling tot de andere landen beschikt het Belgisch Diabetes Register ook over data inzake de incidentie van diabetes in de oudere leeftijdsgroep (15-39 jaar) tijdens dezelfde periode. In contrast met de waarnemingen bij kinderen werd er bij de volwassenen géén toename in de incidentie vastgesteld. Integendeel, in de groep 15-39 jaar bestaat er een trend tot dalende incidentie van type 1 diabetes. Vermits de volledigheid van de registratie constant blijft in de tijd voor elke leeftijdsgroep, kan deze trend niet te wijten zijn aan verschillen in registratie over de jaren heen. De vervroeging van klinische presentatie vertaalt zich voornamelijk in een toename van de incidentie vóór 7 jaar (niet getoond) – vooral bij jongens – wat zich uit in een tendens tot toename van de M/V verhouding bij kinderen en een daling ervan bij volwassenen. Deze gegevens in Antwerpen werden vergeleken met de grotere groep van Belgische type 1 diabetespatiënten (meer dan 50% van alle nieuwe gevallen in België). Door vergelijking van klinische, demografische en biologische gegevens met de kleinere doch volledige groep van Antwerpse patiënten hebben wetenschappelijke studies (8) aangetoond dat deze grotere doch onvolledige groep patiënten representatief is voor de Belgische populatie van diabetespatiënten onder de 40 jaar. In deze groep werd dezelfde trend tot vervroeging teruggevonden als in het arrondissement Antwerpen. Dit vroeger optreden van de ziekte treft hier ook vooral de jongens (niet getoond).
Figuur 2: Evolutie van de incidentie van type 1 diabetes in het arrondissement Antwerpen naargelang de leeftijd bij diagnose voor de periode 1989-1998.
25
0-14 jaar
n/100000/jaar
20 15 10 5 0 89-90
91-92
93-94
95-96
97-98
25
15-39 jaar n/100000/jaar
20 15 10 5 0 89-90
91-92
93-94
25
95-96
97-98
0-39 jaar
n/100000/jaar
20 15 10 5 0 89-90
91-92
93-94
95-96
97-98
Tabel 2: Incidentie van type 1 diabetes, volledigheid van de registratie en man/vrouw verhouding in het arrondissement Antwerpen naargelang de leeftijd en het jaar van diagnose. 1989-1993
1994-1998
10.6 (8.5-13.1) 10.1 (8.7-11.8)
12.7 (10.3-15.3) 8.1 (6.7-9.6)
% Volledigheid 0-14 jaar 15-39 jaar
99 90
97 90
Man/vrouw ratio 0-14 jaar 15-39 jaar
0,7 1,7
0,9 1,4
Incidentie* 0-14 jaar 15-39 jaar
* n/100000/jaar (95% betrouwbaarheidsinterval) 3.2. Evolutie van de registratieactiviteit in Vlaanderen en België 3.2.1. Aantal actieve leden en centra Het Belgisch Diabetes Register (BDR) telt 102 actieve leden, pediaters en endocrinologen, waarvan er 53 werkzaam zijn in Vlaanderen, 18 in Brussel en 31 in Wallonië. Het BDR werkt samen met 68 centra waaronder alle Belgische universiteiten en een groot deel van de niet-universitaire ziekenhuizen. Tabel 3 toont de evolutie in actieve leden en centra in België sedert 1989. Tabel 3: Evolutie van het aantal leden en centra actief in het BDR voor Vlaanderen, Wallonië en Brussel
1989-1990
1991-1992
1993-1994
1995-1996
1997-1998
Vlaanderen Wallonië Brussel
19 7 12
28 (+ 9) 9 (+ 2) 14 (+ 2)
40 (+ 12) 12 (+ 3) 15 (+ 1)
49 (+ 9) 16 (+ 4) 15 (+ 0)
53 (+ 4) 31 (+ 15) 18 (+ 3)
Vlaanderen Wallonië Brussel
14 5 6
19 (+ 5) 7 (+ 2) 6 (+ 0)
25 (+ 6) 10 (+ 3) 8 (+ 2)
32 (+ 7) 13 + (3) 8 (+ 0)
35 (+ 3) 24 (+ 11) 9 (+ 1)
Leden
Centra
( ) toename t.o.v. vorige tweejaarlijkse periode
3.2.2. Evolutie van de registratie van diabetespatiënten en eerstegraadsverwanten Sedert 1989 registreert het BDR nieuw gediagnosticeerde type 1 diabetespatiënten jonger dan 40 jaar. Sinds 1994 kunnen ook de andere diabetestypes geïncludeerd worden, zoals zwangerschapsdiabetes, type 2 diabetes of secundaire diabetes voor zover de diagnose werd gesteld vóór de leeftijd van 40 jaar. Figuur 3 geeft de evolutie in de registratie van nieuwe diabetespatiënten per regio voor de periode 1989-1998. Sinds het oprichten van het BDR is er een toename in participatie in de verschillende regio’s van het land. In het arrondissement Antwerpen is de registratie van type 1 diabetespatiënten jonger dan 40 jaar quasi volledig (>90% zoals vastgesteld door “capture-recapture”techniek). Ten opzichte van de beginperiode van het BDR (1989-1993) is er een duidelijke toename in de registratie van type 1 diabetespatiënten gedurende de periode 1994-1998, zowel in Vlaanderen, Brussel als in Wallonië (tabel 4). In elke regio wordt de volledigheid van registratie eveneens uitgedrukt als % van de incidentie in het arrondissement Antwerpen die 10.0/105 inwoners/jaar bedraagt voor de periode 1989-1998. In Vlaanderen is de volledigheid van registratie gedurende de 10 jaar werking geëvolueerd van ± 40% naar ± 60% van de type 1 diabetespatiënten.
Figuur 3: Evolutie van het totaal aantal geregistreerde diabetespatiënten per regio en voor gans het land gedurende de periode 1989 - 1999.
3000 Vlaanderen Wallonië Brussel
2500
Totaal 2000
1500
1000
500
0 1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Jaar van registratie
Tabel 4: Evolutie van de registratie van type 1 patiënten in België. Regio
Periode 1989-1993 n/100000 inwoners/jaar
%*
Periode 1994-1998 n/100000 inwoners/jaar
%*
Vlaanderen Wallonië Brussel
3,9 1,8 5,6
39 18 56
6,0 3,1 6,6
61 31 66
België
3,4
34
5,1
51
* bepaald door vergelijking met de incidentie van type 1 diabetes vastgesteld in het arrondissement Antwerpen over de periode 1989-1998 (10.0 gevallen/100000/jaar)
Sedert de oprichting van het register in 1989 is het ook mogelijk om eerstegraadsverwanten (broers of zussen, ouders en kinderen) van diabetespatiënten te registreren voor zover ze jonger dan 40 jaar zijn. De kennis over vroege merkers voor type 1 diabetes wordt nu toegepast om verwanten te identificeren met een verhoogd risico op de aandoening. In 1996, na de FWO-Levenslijn actie omtrent diabetes, werd een grootschalige studie opgestart in Vlaanderen en Brussel over vroege diagnose en preventie van diabetes bij eerstegraadsverwanten van type 1 diabetespatiënten (1). Verwanten van diabetespatiënten worden sedertdien actief gerecruteerd voor deze studie wat de belangrijke toename in geregistreerde verwanten in het BDR verklaart. Eind 1998 werd deze studie uitgebreid naar het Franstalige landsgedeelte. Figuur 4 toont de evolutie van het totaal aantal verwanten geregistreerd door het BDR en in het kader van het project “Vroege Diagnose en Preventie van Diabetes”.
Figuur 4: Evolutie van de recrutering van eerstegraadsverwanten in de periode 1989 - 1998.
5000
Vlaanderen 4500
Wallonië Brussel
4000
Totaal
3500 3000 2500 2000 1500 1000 500 0 1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Jaar van registratie
3.3. Identificatie van personen met een risico op betaceldestructie Studies op de bloedstalen van de geregistreerde patiënten hebben toegelaten criteria vast te leggen waardoor personen met een verhoogd risico op destructie van de betacellen kunnen worden geïdentificeerd. 3.3.1. Type 1diabetespatiënten Een subgroep van type 1 diabetespatiënten kan worden geïdentificeerd met verhoogd risico om zeer snel hun residuele betacelfunctie te verliezen (11). De C-peptide concentratie (= het peptide deel dat afgeknipt wordt van pro-insuline, de voorloper van insuline, tot vorming van matuur insuline en dat samen met insuline gesecreteerd wordt door de betacel) wordt gebruikt als maat om de residuele betacelfunctie te volgen. Patiënten positief voor eilandjescelantilichamen (islet cell antibodies of ICA) vertonen na 2 jaar opvolging duidelijk lagere waarden voor C-peptide dan patiënten negatief voor ICA (figuur 5). 3.3.2. Eerstegraadsverwanten Reeds 310 eerstegraadsverwanten met een verhoogd risico op type 1 diabetes werden geïdentificeerd op basis van de aanwezigheid van met diabetes geassocieerde autoantilichamen. In deze groep vertonen 41 verwanten (20 broers of zussen, 19 kinderen en 2 ouders van diabetespatiënten) zelfs een zeer hoog risico op de aandoening zoals aangegeven door de aanwezigheid van IA-2 antilichamen (IA-2A) eventueel vergezeld van andere types antilichamen (12). Een intermediair risico werd geobserveerd bij 267 eerstegraadsverwanten op basis van de aanwezigheid van andere antilichaamcombinaties. In het totaal ontwikkelden reeds 30 antilichaampositieve verwanten de ziekte tijdens hun opvolging. Figuur 6 toont de diabetes-vrije overleving van broers en zussen van type 1 diabetespatiënten in functie van de positiviteit voor IA-2A. Ingeval van initiële IA-2A positiviteit ontwikkelden ongeveer 70% van de broers of zussen type 1 diabetes binnen een opvolgingsperiode van maximaal 5 jaar na de bloedafname, tegenover slechts 2% ingeval van initiële IA-2A negativiteit.
Figuur 5: PatiĂŤnten positief voor eilandjescel antilichamen (islet cell antibodies of ICA).
ICA-
C-peptide "at random" (pmol/L)
400
POS
(n=129)
P < 0.001 200
177 53 0 ICA-NEG (n=43)
400
200
173
0
167
diagnose
2 jaar later
Figuur 6: Diabetes-vrije overleving van broers en zussen van type 1 diabetespatiĂŤnten in functie van de positiviteit voor IA-2A.
100 IA2A80
% zonder diabetes
60
40 IA2A+ 20
0 0
12
24
36
Maanden opvolging
48
60
3.4. Klinische studies ter preventie van auto-immune betaceldestructie Type 1 diabetes ontstaat doordat het immuunstelsel ten onrechte tegen bepaalde betacel antigenen gaat reageren waardoor lymfocieten het insulineproducerend weefsel infiltreren en later vernietigen (9). De registratie van diabetespatiënten en hun eerstegraadsverwanten in combinatie met de hierboven beschreven biologische criteria voor de identificatie van personen met een risico op betaceldestructie maakt het nu mogelijk om klinische studies ter preventie van deze vernietiging op te starten. Aangezien zowel de betacellen zelf als het immuunstelsel blijken bij te dragen tot de uiteindelijke destructie van de insulinecellen, kunnen preventieve strategieën zich op één van de celsystemen of beide samen richten (17,18). Preventie kan dus enerzijds trachten de betacellen te beschermen tegen verdere destructie. Anderzijds kan men pogen het immuunsysteem selectief te moduleren opdat het tolerant zou worden ten opzichte van gekende diabetes autoantigenen in de hoop dat de auto-immune reactie geassocieerd met type 1 diabetes wordt verminderd of gestopt (17). Interventie kan overwogen worden bij recent gediagnosticeerde diabetespatiënten met als doel de residuele betacelmassa te bewaren en dus het onstaan van chronische complicaties te vermijden (= tertiaire preventie). Eveneens kan men trachten bij niet-diabetische verwanten, positief voor met diabetes geassocieerde antilichamen, het ontstaan van hyperglycemie – en dus op lange termijn ook de chronische complicaties – te voorkomen (= secundaire preventie) (9). Er werden reeds bepaalde studies opgestart, terwijl andere in de laatste voorbereidingsfase zijn. 3.4.1. Vaccinatie van diabetespatiënten met fragment van auto-antigen (Heat Shock Protein 60) Toediening van een peptide fragment van heat shock protein 60 (Diapep277) kan het ontstaan van een autoimmune diabetes voorkomen bij de zogenaamde NOD-muizen, zelfs rond de periode van klinische openbaring (19). Studieontwerp: vaccinatie van recent gediagnosticeerde type 1 diabetespatiënten met een peptide fragment van heat shock protein 60 (Diapep277), een gekend autoantigen bij type 1 diabetes Doel van de studie: evalueren van de veiligheid van vaccinatie met Diapep277 testen van de efficiëntie inzake modulatie van het immuunsysteem Studiepersonen: type 1 diabetespatiënten tussen 18 en 45 jaar, binnen 6 tot 42 maand na diagnose en positief voor circulerende autoantilichamen tegen betacelantigenen In het totaal werden 54 patiënten in de studie ingesloten na goedkeuring van het protocol door het Belgisch Diabetes Register en Commissies voor Medische Ethiek. De bloedmonsters afgenomen tijdens de opvolging – die nog aan de gang is – worden systematisch onderzocht op de aanwezigheid van merkers van cellulaire en humorale immune reactiviteit tegen betacelcomponenten. De resultaten zullen geanalyseerd en geïnterpreteerd worden in samenwerking met de firma die het vaccin heeft geproduceerd wanneer alle patiënten de studie hebben beëindigd (ongeveer tegen het einde van het jaar 2000). 3.4.2. Behandeling van type 1 diabetespatiënten met CD3-antilichamen In proefdieren met diabetes (de zgn. NOD muizen) kan toediening van een antilichaam tegen CD3-positieve witte bloedcellen een verdere vernietiging voorkómen van de insulineproducerende cellen die op het ogenblik van de klinische diagnose nog overblijven (20). Studieontwerp: dubbelblinde placebo-gecontroleerde fase II studie met een gehumaniseerd monoclonaal antilichaam (ChAglyCD3) gericht tegen CD3-positieve witte bloedcellen bij recent gediagnosiceerde type 1 diabetespatiënten Doel van de studie: evaluatie van de veiligheid van behandeling met het antilichaam testen van de efficiëntie van het antilichaam om het immuunsysteem minder agressief te maken tegen insuline producerende cellen testen van de efficiëntie van het antilichaam om de overblijvende massa aan insulineproducerende cellen te behouden. Studiepersonen: type 1 diabetespatiënten tussen 5 en 30 jaar die minder dan 1 maand met insuline werden behandeld; hierbij zullen ICA-positieve patiënten met een hoog risico op snel verlies van residuele betacellen vergeleken worden met ICA-negatieve patiënten (positief voor andere diabetesantilichamen) met tragere residuele betaceldestructie na diagnose Het studieprotocol werd goedgekeurd binnen het Belgisch Diabetes Register en werd reeds besproken en aanvaard in verscheidene Commissies voor Medische Ethiek. De eerste patiënten werden behandeld in de loop van juni 2000.
3.4.3. Toediening van metabool actief insuline aan hoog-risico verwanten Bij proefdieren (NOD muis en BB rat) kan parenterale toediening van insuline de ontwikkeling van diabetes voorkomen (17). Verwanten met een zeer hoog risico op het ontwikkelen van diabetes zullen worden ingelicht over hun risico (meer dan 50% kans op diabetes binnen 5 jaar). Zij zullen kunnen deelnemen aan een Belgische preventiestudie. Het protocol voor deze studie werd opgesteld binnen het BDR in samenwerking met de verschillende universitaire centra en wordt voorgelegd aan de betrokken Commissies voor Medische Ethiek. In functie van de respons van de verwanten op deze studie en van de financiële middelen zal deze studie opgestart worden in de loop van het jaar 2000. Studieontwerp: open studie waarbij wordt nagegaan of profylactische en tijdelijke (duur 3 jaar) toediening van metabool actief insuline het optreden van type 1 diabetes kan uitstellen in een groep van eerstegraadsverwanten van diabetespatiënten, met een hoog risico door behandelde verwanten te vergelijken met onbehandelde verwanten Doel van de studie: uitstellen of voorkómen van het ontstaan van diabetes in broers/zussen en nakomelingen van diabetes patiënten met een hoog risico op diabetes door profylactische subcutane toediening van insuline testen of de profylactische toediening van insuline de prevalentie vermindert en/of spiegels verlaagt van met diabetes geassocieerde autoantilichamen Studiepersonen: niet-diabetische broers/zussen of nakomelingen van type 1 diabetespatiënten in goede algemene conditie tussen 5 en 39 jaar met een hoog risico op diabetes (meer dan 50% risico binnen 4 jaar) bepaald via immunologische en genetische merkers (IA-2A-positiviteit en afwezigheid van beschermende HLA-DQA-DQB allelen) 3.5. Publicaties Eén van de doelstellingen van het BDR bestaat uit het informeren van de overheid, de geneesheren en de bevolking over diabetes in het algemeen en de vorderingen van het wetenschappelijk onderzoek omtrent de ziekte in het bijzonder. In de periode 1989-1998 werden er 10 verslagen gemaakt voor de lokale overheden, 10 verslagen voor het medisch korps in nationale tijdschriften en 11 vulgariserende teksten naar de algemene bevolking toe (tabel 5). De resultaten van de wetenschappelijke studies gebaseerd op de resultaten van het BDR werden gerapporteerd in 39 internationale publicaties en 6 theses (tabel 5). Tabel 5. Bibliografie van het Belgisch Diabetes Register (periode 1989-1998). Nationaal Verslagen aan de overheid Verslagen - artikels aan het medisch korps Verslagen voor patiënten en de algemene bevolking Internationaal Workshop verslagen in Diabetologia Verslagen van internationale studies Reviews in Diabetes Metabolism Reviews Annales de Pédiatrie Revue Française d'Endocrinologie Clinique Originele bijdragen in Diabetes Diabetologia J Clin Endocrinol Metab Hum Mol Genet Diabetes Care Clin Chem Clin Exp Immunol Pancreas Pediatr Adolesc Endocrinol Diabetic Med Thesis
Master Doctoraat
aantal 10 10 11
4 9 1 2 1 4 3 5 1 2 1 2 2 1 1 4 2
4. Bespreking De incidentie van type 1 diabetes bij kinderen jonger dan 15 jaar in België is vergelijkbaar met de incidentie in de ons omringende landen zoals Nederland en het Groot Hertogdom Luxemburg bepaald volgens dezelfde internationale EURODIAB criteria (4,21). In vergelijking met andere Europese landen is de incidentie van type 1 diabetes in België intermediair voor de leeftijdsgroep onder de 15 jaar: in Finland en Sardinië is de incidentie tot 4 maal hoger terwijl in bepaalde regio’s in Zuid-en Oost-Europa de incidentie 2 tot 4 maal lager is (4, 13). Voor volwassenen zijn er echter minder gegevens beschikbaar. Het Europees samenwerkingsprogramma IDA verzamelt sedert 1996 gegevens voor de leeftijdsgroep tot 39 jaar. Het Belgisch Diabetes Register werkt mee aan dit project, maar beschikt reeds over gegevens bij volwassenen sedert 1989. Uit deze data blijkt dat de meerderheid van de gevallen van type 1 diabetes zich voordoen in de leeftijdscategorie 15-39 jaar en niet in de groep onder de 15 jaar. In deze oudere leeftijdsgroep bestaat er een belangrijk overwicht aan mannelijke patiënten. De oorzaken hiervan zijn echter nog niet gekend, maar verscheidene factoren zouden dit overwicht aan mannen met type 1 diabetes kunnen verklaren (hormonale of genetische factoren, verschillen in levenswijzen tussen mannen en vrouwen). Verder onderzoek binnen het register spitst zich toe op het zoeken naar verklaringen voor dit leeftijds- en geslachtsgebonden verschil, dat ook blijkt te bestaan bij patiënten die type 2 diabetes vóór 40 jaar ontwikkelen (I. Weets, niet gepubliceerde gegevens). De toename in de incidentie van type 1 diabetes die recent werd gerapporteerd bij jonge kinderen in verscheidene Europese landen (waaronder Groot-Brittannië en Finland) (14-16) werd eveneens waargenomen in ons land. Maar aangezien het BDR beschikt over incidentie gegevens bij adolescenten en jonge volwassenen, hebben we kunnen nagaan of het hier gaat om een algemene toename in incidentie dan wel om een vervroegd voorkomen van de ziekte. In contrast met de waarnemingen bij kinderen werd er bij de volwassenen géén toename in de incidentie geobserveerd. Integendeel, in de groep 15-39 jaar bestaat er een trend tot dalende incidentie van type 1 diabetes. Deze resultaten duiden dus op een verschuiving naar meer vroegtijdige manifestatie van de aandoening en dus niet op een globale toename in de incidentie van type 1 diabetes. De oorzaak van deze vervroeging is op dit ogenblik nog onduidelijk, maar treft vooral jongens. Vermoedelijk maakt een tot nog toe ongekende omgevingsfactor kinderen (en jongens nog meer dan meisjes) meer gevoelig voor het ontstaan van diabetes. De toename van het aantal gevallen uit zich vooral bij zeer jonge kinderen (vóór de leeftijd van 7 jaar). Derhalve kan dit op lange termijn leiden tot een stijging van het aantal chronische complicaties ten gevolge van diabetes gezien het juist patiënten zijn met vroegtijdig optreden van hyperglycemie en ziektetekens die het grootste risico hebben op complicaties (8). Het zijn deze verwikkelingen die de levenskwaliteit en de levensduur van de patiënt verminderen. De patiënten moeten hogere medische kosten dragen en zijn vaak het mikpunt van sociale discriminatie. Hierdoor komen de patiënt en zijn familie vaak onder verhoogde psychologische druk te staan. De kost van diabetes is daarom hoog: hij omvat niet alleen de rechtstreekse uitgaven voor medische zorgen, maar ook de onrechtstreekse maatschappelijke kost als gevolg van afwezigheid op het werk, invaliditeit en vroegtijdig overlijden (6,7). Deze vaststelling verhoogt nog het belang tot ontwikkelen van preventieve strategieën voor diabetes. Sedert het ontstaan van het BDR neemt de volledigheid van recrutering van nieuwe patiënten en hun eerstegraadsverwanten continu toe in de loop van de tijd. In Vlaanderen en Brussel worden op dit ogenblik ongeveer 60% van de nieuwe type 1 diabetespatiënten geregistreerd. Vergelijking met het arrondissement Antwerpen waar de registratie quasi volledig is heeft aangetoond dat deze grote, maar onvolledige groep representatief is voor de populatie diabetespatiënten in België (13). Studies bij deze patiënten en verwanten hebben toegelaten om criteria op te stellen waarmee personen kunnen geïdentificeerd worden met verhoogd risico op destructie van betacellen. Het is zinvol te pogen bij risicopatiënten het proces van betaceldestructie af te remmen en aldus de residuele functie langer te behouden. Hierdoor zou de klassieke behandeling met insuline-injecties gemakkelijker de glucosespiegels binnen enge grenzen kunnen houden waardoor het risico op chronische complicaties van de aandoening zou verlagen (tertiaire preventie). Anderzijds is het nog aantrekkelijker om te pogen de betaceldestructie te vertragen of te stoppen bij niet-diabetische eerstegraadsverwanten van diabetespatiënten met een hoog risico om de aandoening te ontwikkelen (secundaire preventie). Beloftevolle resultaten, bekomen bij pas ontdekte patiënten, kunnen hierbij als leidraad dienen voor het ontwikkelen van preventiestrategieën in de preklinische fase. Twee studies zijn reeds gestart bij patiënten en een studie bij verwanten is in voorbereiding, maar het zal in elk geval nog enkele jaren duren vooraleer de resultaten hiervan zullen beschikbaar zijn. Dergelijke studies kunnen evenwel slechts ondernomen worden dank zij het bestaan van een nationaal samenwerkingsverband zoals het BDR.
5. Besluiten De epidemiologische studies uitgevoerd binnen het Belgisch Diabetes Register hebben aangetoond dat type 1 diabetes meer voorkomt bij adolescenten en jonge volwassen dan bij kinderen, en meer bij volwassen mannen dan bij vrouwen. In overeenstemming met rapporten uit de ons omringende landen, werd een toename van de incidentie geobserveerd bij de zeer jonge kinderen. Aangezien deze trend gepaard gaat met een daling van de incidentie bij adolescenten en jonge volwassen en kan men besluiten dat het hier gaat om een vroegere manifestatie van de aandoening eerder dan om een globale toename van de incidentie van type 1 diabetes. Desalniettemin doet deze vervroeging van klinische presentatie op termijn een toename van chronische diabetes complicaties vrezen. De identificatie van vroege merkers van betaceldestructie laat toe personen (patiënten en eerstegraadsverwanten) op te sporen met een verhoogd risico op voortgezette vernietiging van (overblijvende) betacellen. Deze risicopersonen kunnen deelnemen aan preventieve studies die als doel hebben de residuele massa aan betacellen te bewaren. In de toekomst zal het nodig zijn deze strategie uit te breiden naar de algemene bevolking die het grootst aantal patiënten levert. Inderdaad, ongeveer 90% van de gevallen van type 1 diabetes ontstaan als sporadische gevallen (d.w.z. in families zonder eerder gekend geval van de ziekte). Wil men dus de incidentie van de ziekte significant doen dalen dan moeten preventiestrategieën met bewezen efficiëntie in familiestudies verder uitgetest worden bij risicopersonen geïdentificeerd in de algemene bevolking. Het verder opvolgen van de incidentie van type 1 diabetes in het diabetesregister zal toelaten het effect van de interventiestudies op lange termijn te evalueren.
6. Literatuurlijst 1.
Gorus F: Klinisch onderzoeksproject Levenslijn: Start van een Vlaams onderzoeksprogramma naar vroege diagnose en preventie van diabetes. Tijdschr Geneesk 1996; 52; 1133-6
2.
The Expert Committee on the Diagnosis and Classification of Diabetes Mellitus: Report of the Expert Committee on the Diagnosis and Classification of Diabetes Mellitus. Diabetes Care 1997; 20; 1183-1197
3.
Zimmet PZ: The pathogenesis and prevention of diabetes in adults. Diabetes Care 1995; 18; 1050-1064
4.
EURODIAB ACE Study Group: Variation and trends in incidence of childhood diabetes in Europe. Lancet 2000; 355; 873-876
5.
Diabetes Control and Complications Trial Research Group: The effect of intensive treatment of diabetes on the development and progression of long term complications in insulin-dependent diabetes mellitus. N Engl J Med 1993; 329; 977-986
6.
Songer TJ: The economic costs of NIDDM. Diabetes Metab Rev 1992; 8; 389-404
7.
Rubin RJ, Altman WM, Mendelson DN: Health care expenditures for people with diabetes mellitus. J Clin Endocrinol Metab 1994; 78; 809A-809F
8.
De Fronzo RA: Diabetic nephropathy: etiologic and therapeutic considerations. Diabetes Rev 1995; 3; 510-547
9.
Gorus FK: the Belgian Diabetes Registry. Diabetes registries and early biological markers of insulindependent diabetes mellitus. Diabetes/Metab Reviews 1997; 13; 247-274
10.
LaPorte RE, Tajima N, Kerblom HK, et al.: Geographic differences in the risk of insulin-dependent diabetes mellitus: the importance of registries. Diabetes Care 1985; 8 (suppl. 1); 101-107
11.
Decochez K, Keymeulen B, Somers G, et al.: High frequency of increasing islet-specific autoanti body levels after diagnosis of insulin-requiring type 1 diabetes presenting before age 40 years. Diabetes Care 2000; 23; 838-844
12.
Gorus FK, Goubert PG, Semakula C, et al.: IA-2-autoantibodies complement GAD65-autoantibodies in newonset IDDM patients and help predict impending diabetes in their siblings. Diabetologia 1997; 40; 95-9
13.
Vandewalle CL, Coeckelberghs MI, De Leeuw IH, et al.: Epidemiology, clinical aspects and biology of IDDM under age 40 years: comparison of data from Antwerp with complete ascertainment with those from Belgium with 40% ascertainment. Diabetes Care 1997; 20; 1556-1561
14.
Gardner SG, Bingley PJ, Sawtell PA, Weeks S, Gale EAM: the Bart’s-Oxford Study Group. Rising incidence of insulin dependent diabetes in children aged under 5 years in the Oxford region: time trend analysis. BMJ 1997; 315; 713-717
15.
Tuomilehto J, Karvonen M, Pitkäniemi J, et al.: Record-high incidence of type 1 (insulin-dependent) diabetes mellitus in Finnish children. Diabetologia 1999; 42; 655-660
16.
Onkamo P, Väänänen S, Karvonen M, Tuomilehto J: Wordwide increase in incidence of type 1 diabetes – the analysis of data on published incidence trends. Diabetologia 1999; 42; 1395-1403
17.
Slover RH, Eisenbarth GS. Prevention of type 1 diabetes and recurrent b-cell destruction of transplanted islets. Endocr Rev 1997; 18; 241-258
18.
Pipeleers D, Ling Z: Pancreatic b-cells in insulin-dependent diabetes. Diabetes/Metab Rev 1992; 8; 209-227
19.
Bockova J, Elias D, Cohen IR: Treatment of NOD diabetes with a novel peptide of the hsp60 molecule induces Th2-type antibodies. J Autoimmun 1997; 10; 323-329
20.
Chatenoud L, Primo J, Bach J-F: CD3 antibody-induced dominant self-tolerance in overtly diabetic NOD mice. J Immunol 1997; 158; 2947-2954
21.
Green A, Gale EAM, Patterson CC for the EURODIAB ACE Study Group: Incidence of childhoodonset insulin-dependent diabetes mellitus: the EURODIAB ACE study. Lancet 1992; 339; 905-909
Dankbetuigingen De centrale eenheid van het Belgisch Diabetes Register wordt financieel ondersteund door Vlaamse en de Franse Gemeenschap. Het “Fonds voor Wetenschappelijk Onderzoek”(project 3-0113-97 and Levenslijn-Diabetes project 7.0021.96) steunt de wetenschappelijke activiteiten. We bedanken alle deelnemende geneesheren (zie lijst in appendix) en de “Vlaamse Diabetes Vereniging”voor hun hulp bij het recruteren van nieuwe diabetespatiënten en hun eerstgraadsverwanten. De uitstekende technische bijstand bij het veldwerk en laboratoriumdoseringen van N. Alaerts, M. Bodson, V. Claessens, A. Demarré, L. De Pree, S. Exterbille, T. Ghysels, P. Goubert, C. Groven, A. Ivens, D. Kesler, F. Lebleu, G. Schoonjans, H. Thomas en K. Verbeeck (allen VUB), C. Lauwers, H. Morobé (KUL), J. Michiels, J. Vertommen (UA) en N. Christophe (UG) kan niet genoeg benadrukt worden.
Appendix 1. Stuurgroep Belgisch Diabetes Register Rita Craen (pediater, UG), Jean-Claude Daubresse (endocrinoloog, Hôp. Civil de Charleroi), Katelijn Decochez (vorser, VUB), Ivo De Leeuw (endocrinoloog, UA), Harry Dorchy (pediater, ULB), Frans Gorus (klinisch bioloog, VUB), Hendrieckx Christel (psycholoog, VUB), Bart Keymeulen (endocrinoloog, VUB), Georges Krzentowski (endocrinoloog, Hôp. Civil de Charleroi, Site de Jumet), Chantal Mathieu (endocrinoloog, KUL), Danny Pipeleers (vorser, VUB), Raoul Rottiers (endocrinoloog, UG), Frans Schuit (vorser, VUB), Paul Van Crombrugge (endocrinoloog, OLV ZH, Aalst), Ilse Weets (coördinator BDR) 2. Lijst van geneesheren die patiënten en verwanten recruteren P. Arnouts, J-P. Baeyens, E. Balasse, H. Becq, J. Beirinckx, L. Berghmans, W. Bettens, A. Bocquet, A. Bodson, R. Bouillon, M. Buysschaert, A. Carlier, Cardon, A. Chachati, S. Claes, I. Claeys†, L. Claeys, Ph. Cochez, M. Coeckelberghs, I.M. Colin, J-L. Coolens, P. Coremans, F. Coucke, W. Coucke, E. Couturier, R. Craen, S. Daens, C. Daubresse, J-C. Daubresse, J. De Cock, P. Decraene, I. De Feyter, R. De Hauwere, I. De Leeuw, J. De Lepeleire, B. Delgrange, C. Delvigne, R. Demaeseneer, P. De Monie, G. De Proft, L. Derdelinckx, P. De Roeck, J. De Schepper, S. De Weer, P. De Winter, L. Dooms, H. Dorchy, M. Du Caju, E. Duvivier, L. Emsens, C. Ernould, A. Eykens, A. Fassotte, F. Féry, N. Gaham, K. Garmijn, J. Gérard, C. Gillet, I. Gios, P. Goetstouwers, C. Guiot, F. Hay, A. Haemers, S. Haemers, J. Helmer, C. Herbaut, G. Heremans, Immegeers, R. Janssen, P. Jopart, B. Keymeulen, J. Koumans, G. Krzentowski, G. Lamberigts, M-C. Lebrethon, P. Lefèbvre, P. Lemmens, M. Letiexhe, I. Leunckens, T-T. Lim, K. Logghe, C. Litvine, M. Maes, W. Maes, C. Mathieu, Y. Maus, R. Meulepas, J. Mockel, J. Monballyu, G. Moorkens, W. Musch, D. Nicolaij, F. Nobels, G. Op de Beeck, F. Peiffer, M-C. Pelckmans, H. Penninckx, O. Peters, M. Pieron, L. Pleysier, K. Poppe, P. Prims, A. Purnode, G. Raes, C. Righes, D. Rocour-Brumioul, R. Rooman, C. Roose, B. Roth, R. Rottiers, A. Scheen, J. Schets, L. Schillemans, I. Schoemaker, S. Schrans, J. Schutyser, O. Segers, J-C. Sodoyez†, G. Somers†, D. Staessen, M-P. Stassen, P. Taelman, M. Tersago, L. Terriere, J. Teuwen, G. Thenaers, G. Thiry-Counson, P. Thielemans, U. Timmermans, J. Tits, A. Torfs, K. Van Acker, A. Van Baarle, J. Van Boxem, P. Van Crombrugge, L. Van Damme, L. Van de Mierop, P. Van den Bogaert, E. Vandenbussche, B. Van der Henst, M. Vanderijst, H. Vanderstappen, W. Van Dessel, C. Van Deun, P. Van de Wouwer, D. Van Doorn, E. Van Fleteren, L. Van Gaal, J. Van Haegenborgh, M. Van Hecke, E. Van Hollebeke, W. Van Horen, S. Van Imschoot, R. Van Landeghem, F. Van Loon, S. Vanneste, D. Van Nimmen C. Van Parijs, H. Van Ravensteyn, P. Van Rooy, P. Van Vaerenbergh, J. Verbeeck, R. Verbiest, C. Vercammen, E. Vercruyssen, A. Vertruyen, A. Verhaegen, H. Verhaegen, E. Weber, I. Weemaes, L. Wouters, G. Wyffels
Resultaten van het MONICA-project in Gent en Charleroi gesitueerd in een internationaal kader G. De Backer(1), S. De Henauw(1), D. De Bacquer(1), P. de Smet(2), M. Kornitzer(2) (1)Vakgroep Maatschappelijke Gezondheidkunde, Universiteit Gent (2)Laboratoire d’Epidémiologie et de Médecine Sociale, Ecole de Santé Publique, Université Libre de Bruxelles Het MONICA-project (MONItoring of Trends and Determinants of CArdiovascular Diseases) is een multinationaal onderzoek dat door de WGO wordt gecoördineerd en waarin antwoorden worden gezocht op vragen omtrent de heterogeniteit van de evolutie in de tijd van de incidentie en de letaliteit van hartaanvallen (1). Aan dit project wordt deelgenomen door een Belgische onderzoeksgroep die als studiepopulatie de bevolking van de steden Gent en Charleroi heeft gekozen. Resultaten van de Belgische bijdrage aan MONICA zijn reeds, gepubliceerd, onder meer in vorige uitgaven van de Gezondheidsindicatoren (2,3). In 1998 werden voorlopige eindresultaten van het internationale MONICA-project voorgesteld op het jaarlijkse congres van de Europese Vereniging voor Cardiologie. In de (vooral Britse) pers verschenen na de voorstelling enkele artikels die stof deden opwaaien, wellicht op basis van een onvolledige of onevenwichtige voorstelling van een geheel aan resultaten dat inderdaad zeer uitgebreid en niet eenvoudig te interpreteren is. Ondertussen werd een deel van de eindresultaten gepubliceerd (4). Het is de bedoeling in deze bijdrage van de Gezondheidsindicatoren 1998 de resultaten, waargenomen in de Belgische centra t.o.v. de gepubliceerde internationale gegevens te situeren en te becommentariëren. De publicatie (4) behandelt resultaten waargenomen over 10 jaar in 37 bevolkingsgroepen (35 voor de vrouwelijke bevolking) uit 21 landen van 4 continenten. Gent en Charleroi worden als 2 afzonderlijke centra behandeld. De specifieke vraag die wordt behandeld, luidt: “Wat van de wijziging in coronaire sterfte is toe te schrijven aan een wijziging van de overleving, eerder dan aan een wijziging van de incidentie?” Wijziging in overleving zou indirect eerder wijzen op een effect van secundaire preventie en behandeling. Wijziging in incidentie zou eerder een resultaat kunnen zijn van primaire preventie. Beide sluiten elkaar natuurlijk niet uit.
1. Studiepopulatie en methodologie De onderzoekspopulatie en de methode die werd aangewend om de incidentie en de letaliteit te meten, zijn eerder uitvoerig toegelicht. De internationale gegevens zijn beperkt tot de leeftijdsgroepen 35-64 jaar (de registers in Gent en Charleroi waren gericht op de populaties tussen 25 en 69 jaar); de letaliteit werd berekend over een periode van 28 dagen volgend op de eerste klinische symptomen. In de resultaten wordt gebruik gemaakt van definitie 2 van acute coronaire aanvallen m.a.w. alle zekere nietfatale aanvallen en alle fatale aanvallen. De categorie van “mogelijke, niet-fatale”aanvallen werd uitgesloten. Mogelijke, niet-fatale infarcten vertegenwoordigden in Gent en Charleroi over de 10 jaar respectievelijk 9,1 en 12,8% van alle geregistreerde infarcten bij mannen en 11,5 en 14,8% bij vrouwen. Over de 10 jaar registratie (1983-92) heen was de proportionele bijdrage van “mogelijke, niet-fatale infarcten”in beide geslachten licht toegenomen vooral in de tweede helft van de decade in Charleroi. Dus zowel door de inkrimping van de studiepopulatie tot de leeftijdsgroep 35-64 jaar als door de verenging naar de diagnostische criteria 2 (exclusie van de “mogelijke, niet-fatale gevallen”), alsook door de standaardisatie naar leeftijd op wereldschaal zijn de resultaten die worden weergegeven in de internationale publicatie verschillend van wat eerder in de Gezondheidsindicatoren verscheen en door de Belgische onderzoeksgroep naderhand werd gepubliceerd (5). In het internationale rapport werden voor Charleroi 1.996 gevallen over de 10 jaren weerhouden en voor Gent 1.546 terwijl voor alle diagnostische categorieën en voor alle leeftijdsgroepen samen in Charleroi en in Gent respectievelijk 4.200 en 3.231 gevallen waren geregistreerd van 1983 tot en met 1992.
2. Resultaten. 2.1 Kwaliteitscontrole. Wat betreft de kwaliteitscontrole van de verzamelde gegevens scoren de Belgische centra maximaal voor de demografische gegevens. Dit is te danken aan de goede, nauwe en aangehouden samenwerking met de stedelijke bevolkingsdiensten. De kwaliteitsscore voor de “coronary events”is wat minder goed, en dit heeft
alles te maken met het relatief hoge aantal fatale maar onvoldoende gedocumenteerde gevallen (vooral plotselinge dood buiten het ziekenhuis waarbij geen autopsies worden uitgevoerd); van alle fatale gevallen werd zowel in Gent als in Charleroi 46% van alle gevallen als onvoldoende gedocumenteerd geregistreerd, daar waar het gemiddelde voor alle centra samen 20% (standaarddeviatie 16%) bedraagt. Een gelijkaardig hoog % werd ook waargenomen in de Franse en Spaanse centra. Dit kan ook te maken hebben met verschillen in codificatiepraktijken tussen landen. Onze lagere kwaliteitsscore voor de "coronary events" had ook te maken met de vaststelling dat de officiële sterftestatistieken zo verschilden van de sterftecijfers geregistreerd in het MONICA register. Voor alle centra samen bedroeg de officiële sterfte aan hartaanvallen in de mannelijke populatie per 100.000 binnen de leeftijdsgrenzen 35-64 jaar 189 (s.d. 98) terwijl de incidentie van fatale gevallen in de registers gemiddeld 211 per 100.000 (s.d. 89) bedroeg, een verschil van de officiële sterfte t.o.v. de incidentie van fatale gevallen in de registers van – 10%. Daarentegen bedroeg in Charleroi de officiële sterfte aan hartaanvallen in de mannelijke populatie 139 per 100.000 tegenover een incidentie van fatale infarcten van 237 per 100.000 in het register (-41%); in Gent bedroeg de officiële sterfte aan hartaanvallen in de mannelijke populatie 94 per 100.000 tegenover 161 in het register (-42%); De gegevens illustreren nogmaals de enorme onderschatting van de officiële sterftestatistieken met betrekking tot coronaire hartziekten. In de vrouwelijke populatie is de situatie niet veel beter; internationaal kwamen de officiële sterftestatistieken vrij goed overeen met de incidentie van fatale gevallen in de registers : respectievelijk 25 en 24 per 100.000 voor alle centra samen. In Charleroi bedroeg de officiële sterfte t.g.v. hartaanvallen in de vrouwelijke populatie 35 per 100.000 vergeleken met 70 per 100.000 in het register (-50%) en in Gent respectievelijk 25 en 45 per 100.000 (-44%). 2.2 Attack rates en letaliteit De attack rates en de letaliteit voor Gent en Charleroi vergeleken met MONICA Internationaal zijn samengevat voor mannen en vrouwen in tabel 1. De attack rates zijn voor leeftijd gestandaardiseerde gemiddelden afzonderlijk voor fatale, niet-fatale en alle hartaanvallen samen. De gemiddelde attack rate bij mannen voor alle centra samen bedroeg 434 per 100.000 met een range van 31 in Beijing (China) naar 825 in North Karelia (Finland). In de vrouwelijke populatie bedroeg de attack rate gemiddeld 24% van de attack rate bij mannen met aan de top Glasgow met 265 per 100.000 en de laagste attack rate in Catalonië (Spanje) 35 per 100.000. De letaliteit (sterfte in de 28 dagen volgend op de eerste klinische symptomen) bedroeg bij mannen en vrouwen respectievelijk 49 en 54% in MONICA Internationaal. Bij mannen is dit respectievelijk 47 en 50% voor Gent en Charleroi; in de vrouwelijke populatie bedroeg de letaliteit in Gent en Charleroi respectievelijk 58 en 59%. Deze verschillen zijn zowel statistisch als klinisch significant.
Tabel 1: Attack rates en letaliteit in Gent en Charleroi vergeleken met de internationale gegevens. Mannen 37 MONICA centra n range: hoogst range: laagst Gent Charleroi Vrouwen 35 MONICA centra n range: hoogst range: laagst Gent Charleroi F: fataal NF: niet-fataal
F
NF
F+ NF
211 398 48 161 237
223 437 33 185 250
434 825 81 346 487
F
NF
F+ NF
54 123 16 45 70
49 142 9 33 48
103 265 35 77 118
Letaliteit % 49 83 34 47 50
Letaliteit % 54 88 34 58 59
2.3 Evolutie van attack rates en van letaliteit In tabel 2 worden de wijzigingen van de attack rates en van de letaliteit over een periode van 10 jaar weergegeven. Deze tijdtrends zijn voor leeftijd gestandaardiseerd en worden uitgedrukt in % op jaarbasis afzonderlijk voor mannen en voor vrouwen. In een meerderheid van de centra (28 op 37 bij mannen en 22 op 35 bij vrouwen) deed zich een daling voor van de attack rates. De gemiddelde daling bij mannen bedroeg -2.1% op jaarbasis, de range ging van –6.5% naar +2.8%. In Gent stelden we een daling vast van –3.2% op jaarbasis, terwijl in Charleroi de totale attack rate met +0.3% toenam. In de vrouwelijke populatie bedroeg de gemiddelde daling –1.4% met een range van –6.7 naar +2.8%; in Gent bedroeg de daling –3.0% terwijl in Charleroi een stijging van +1.1% werd waargenomen. Van de 28 centra met een daling bij mannen was deze daling statistisch significant in 22 waaronder in Gent. Van de 9 centra waar bij de mannen waar een stijging werd waargenomen, was deze stijging statistisch significant in 2 centra; de lichte toename in Charleroi was statistisch niet significant. In de 22 centra waar een daling bij vrouwen werd waargenomen was deze statistisch significant in 14 centra, de daling van -3.0% in Gent was statistisch niet significant. In de 13 centra waar een stijging werd waargenomen bij vrouwen was dit statistisch significant in 2 centra. De toename van +1.1% in Charleroi was statistisch niet significant. Bij mannen en vrouwen werd respectievelijk in 25/37 en in 22/35 centra een daling vastgesteld van de letaliteit waaronder ook in de twee Belgische centra zowel in de mannelijke als in de vrouwelijke populaties. Deze wijzigingen in Gent en Charleroi waren van dezelfde orde van grootte, zowel bij mannen als bij vrouwen en klinisch erg relevant (-1.8% op jaarbasis) Tabel 2: Tijdsevolutie van attack rates en van letaliteit in Gent en Charleroi vergeleken met de internationale gegevens. Wijziging in voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates op jaarbasis
Mannen 37 MONICA centra m,% range: hoogst % range: laagst % aantal: daling, n aantal: = of stijging, n Gent, % Charleroi, %
Vrouwen 35 MONICA centra m,% range: hoogst % range: laagst % aantal: daling, n aantal: = of stijging, n Gent, % Charleroi, % F: fataal NF: niet-fataal
F
NF
F+ NF
-2.7 + 4.2 -8.0 26 11 -4.8 -1.5
-2.1 + 2.8 -6.9 27 10 -1.8 + 2.0
-2.1 + 2.8 -6.5 28 9 -3.2 + 0.3
F
NF
F+ NF
-2.1 + 4.1 -8.5 25 10 -4.6 -0.8
-0.8 + 6.8 -9.8 18 17 + 0.4 + 3.8
-1.4 + 2.8 -6.7 22 13 -3.0 + 1.1
Wijziging in letaliteit -0.6 + 3.1 -4.2 25 12 -1.6 -1.8
Wijziging in letaliteit -0.8 + 2.9 -4.8 22 13 -1.8 -1.8
2.4 Rangorde van Gent en Charleroi in MONICA Internationaal m.b.t. attack rate en letaliteit De rangorde van de Belgische centra binnen de MONICA centra is weergegeven in figuren 1-4. In figuur 1 zijn de attack rates voorgesteld voor beide geslachten afzonderlijk. Gent situeert zich zowel voor mannen als voor vrouwen in de gunstige helft, namelijk op de 27e plaats, Charleroi daarentegen situeert zich in beide geslachten op dezelfde 12e plaats van hoog naar laag. Tussen de resultaten van beide steden situeren zich 15 andere MONICA centra. Figuur 1: Rangschikking van de MONICA centra in jaarlijkse attack rates per 100.000, naargelang geslacht. Situering van Gent en Charleroi.
In figuur 2 zijn de jaarlijkse wijzigingen in attack rates voorgesteld per centrum en per geslacht, in percent. In Charleroi werd zowel bij mannen als bij vrouwen een niet-significante stijging waargenomen van de attack rates van alle hartaanvallen samen. Daarentegen werd in Gent een daling vastgesteld in beide geslachten, significant bij de mannen. Dus zowel m.b.t. de orde van grootte van de attack rates als m.b.t. de wijziging in de tijd zijn Gent en Charleroi erg verschillend van elkaar. Een meer gedetailleerde vergelijking werd elders gepubliceerd (5) Figuur 2: Rangschikking van de MONICA centra in jaarlijkse wijziging in attack rates in percent, naargelang geslacht. Situering van Gent en Charleroi.
In figuur 3 is de gemiddelde letaliteit voorgesteld. In de vrouwelijke bevolking behoren zowel Gent als Charleroi tot de MONICA centra met een eerder hoge letaliteit. In de mannelijke bevolking is er een klein verschil tussen Gent en Charleroi die zich beiden in het midden van de totale groep MONICA centra bevinden. Figuur 3: Rangschikking van de MONICA centra in letaliteit (%)mannen en vrouwen. Situering van Gent en Charleroi.
De wijziging in de letaliteit op jaarbasis is in figuur 4 voorgesteld. Gent en Charleroi evolueren zij aan zij met in beide geslachten een gunstige tijdstrend van –1.6 tot –1.8% op jaarbasis. Deze min of meer gelijke situatie m.b.t. letaliteit en wijziging van letaliteit pleit voor een vergelijkbare invloed van de gezondheidszorg en van wijzigingen in de behandelingswijze van acute coronaire aanvallen in beide regio’s.
Figuur 4: Rangschikking van de MONICA centra in wijziging in letatiteit in percent, naargelang geslacht. Situering van Gent en Charleroi.
2.5 Relatieve bijdrage van wijziging in letaliteit en in attack rates tot de wijziging in coronaire sterfte Een van de oorspronkelijke vragen die het Internationaal MONICA project zich stelde was of de wijziging in coronaire sterfte die in vele landen werd waargenomen, kon verklaard worden door een daling van de letaliteit en/of door een daling van de incidentie. Op internationaal vlak lijkt de daling van de sterfte aan hartaanvallen meer toe te schrijven aan een daling van attack rates dan aan een daling van de letaliteit. Vooral in die centra waar de daling van de coronaire sterfte het grootst was, is dit fenomeen herkenbaar. Gent en Charleroi liggen in de lijn van de internationale trend. In Gent is de belangrijke daling van de coronaire sterfte zowel bij mannen als bij vrouwen voor meer dan de helft toe te schrijven aan een daling van de attack rate en voor minder dan de helft aan een daling van de letaliteit. De consistentie van de bevindingen tussen beide geslachten is opvallend en is logisch. In Charleroi is de lichte daling in de coronaire sterfte van fatale hartaanvallen vrijwel exclusief te danken aan een daling van de letaliteit want de attack rates zijn trouwens licht toegenomen. Ook hier valt de consistentie van de bevindingen tussen beide geslachten op.
3. Besluit Deze eerste eindresultaten van het WHO MONICA project bevestigen de complexiteit van de interpretatie van sterftedata. Vooreerst en voor België erg belangrijk, wijzen ze op het belang van kwaliteitsstatistieken. Vervolgens blijkt uit dit onderzoek duidelijk dat sterftecijfers op zich onvoldoende zijn om de dynamiek en het belang van hart- en vaatziekten voor de volksgezondheid te bestuderen. Registers die betrekking hebben op een totale bevolking (en niet enkel op ziekenhuisreeksen) zijn nodig om een volledig en betrouwbaar beeld op te hangen van de attack rate en de letaliteit. De bijdrage van de onderzoekscentra Gent en Charleroi in het Internationaal MONICA gebeuren zijn belangrijk. Zij het alleen maar omwille van het verschil dat tussen beide centra bestaat maar nog veel meer omwille van de heterogene evolutie van de attack rate en van de homogene evolutie van de letaliteit. Die resultaten doen sterk veronderstellen dat de ziekenhuisgeneeskunde op gelijke en adequate wijze invloed uitoefent en vooral de vergelijkbare daling van de letaliteit in Gent en Charleroi verklaart. Deze letaliteit is echter nog steeds hoog maar dit wordt grotendeels verklaard door de hoge “out of hospital”sterfte. De heterogene evolutie van de attack rates tussen beide regio’s is opvallend en betekent een uitdaging voor verder onderzoek naar de juiste verklaring ervan. Pas wanneer we deze oorza(a)k(en) beter zullen kennen, zullen ingrepen mogelijk zijn om in Charleroi het tij te doen keren in de richting die men in Gent heeft kunnen inslaan.
Referenties 1. WHO MONICA Project Principal Investigators. The WHO MONICA Project: a major international collaboration. J Clin Epid 1988;41:105-14. 2. De Henauw S, De Backer G: MONICA project. In : Gezondheidsindicatoren 1995. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, 1997, pp 46-50. 3. De Henauw S, De Backer G, de Smet P, Koyuncu R, Kornitzer M: Hartinfarcten. In : Gezondheidsindicatoren 1996, Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, 1998, pp 38-42. 4. Tunstall-Pedoe H, Kuulasmaa K, Mahรถnen M, e.a.: for the WHO MONICA Project. Contribution of trends in survival and coronary heart disease mortality : 10-year results from 37 WHO MONICA Project populations. Lancet 1999;353:1547-57. 5. De Henauw S, De Bacquer D, de Smet P, Kornitzer M, De Backer G: Trends in coronary heart disease in two Belgian areas results for the MONICA Ghent-Charleroi study. J Epidemiol Comm Health 1999;57:89-98.
Resultaten van het MONICA-project in Gent en Charleroi gesitueerd in een internationaal kader G. De Backer(1), S. De Henauw(1), D. De Bacquer(1), P. de Smet(2), M. Kornitzer(2) (1)Vakgroep Maatschappelijke Gezondheidkunde, Universiteit Gent (2)Laboratoire d’Epidémiologie et de Médecine Sociale, Ecole de Santé Publique, Université Libre de Bruxelles Het MONICA-project (MONItoring of Trends and Determinants of CArdiovascular Diseases) is een multinationaal onderzoek dat door de WGO wordt gecoördineerd en waarin antwoorden worden gezocht op vragen omtrent de heterogeniteit van de evolutie in de tijd van de incidentie en de letaliteit van hartaanvallen (1). Aan dit project wordt deelgenomen door een Belgische onderzoeksgroep die als studiepopulatie de bevolking van de steden Gent en Charleroi heeft gekozen. Resultaten van de Belgische bijdrage aan MONICA zijn reeds, gepubliceerd, onder meer in vorige uitgaven van de Gezondheidsindicatoren (2,3). In 1998 werden voorlopige eindresultaten van het internationale MONICA-project voorgesteld op het jaarlijkse congres van de Europese Vereniging voor Cardiologie. In de (vooral Britse) pers verschenen na de voorstelling enkele artikels die stof deden opwaaien, wellicht op basis van een onvolledige of onevenwichtige voorstelling van een geheel aan resultaten dat inderdaad zeer uitgebreid en niet eenvoudig te interpreteren is. Ondertussen werd een deel van de eindresultaten gepubliceerd (4). Het is de bedoeling in deze bijdrage van de Gezondheidsindicatoren 1998 de resultaten, waargenomen in de Belgische centra t.o.v. de gepubliceerde internationale gegevens te situeren en te becommentariëren. De publicatie (4) behandelt resultaten waargenomen over 10 jaar in 37 bevolkingsgroepen (35 voor de vrouwelijke bevolking) uit 21 landen van 4 continenten. Gent en Charleroi worden als 2 afzonderlijke centra behandeld. De specifieke vraag die wordt behandeld, luidt: “Wat van de wijziging in coronaire sterfte is toe te schrijven aan een wijziging van de overleving, eerder dan aan een wijziging van de incidentie?” Wijziging in overleving zou indirect eerder wijzen op een effect van secundaire preventie en behandeling. Wijziging in incidentie zou eerder een resultaat kunnen zijn van primaire preventie. Beide sluiten elkaar natuurlijk niet uit.
1. Studiepopulatie en methodologie De onderzoekspopulatie en de methode die werd aangewend om de incidentie en de letaliteit te meten, zijn eerder uitvoerig toegelicht. De internationale gegevens zijn beperkt tot de leeftijdsgroepen 35-64 jaar (de registers in Gent en Charleroi waren gericht op de populaties tussen 25 en 69 jaar); de letaliteit werd berekend over een periode van 28 dagen volgend op de eerste klinische symptomen. In de resultaten wordt gebruik gemaakt van definitie 2 van acute coronaire aanvallen m.a.w. alle zekere nietfatale aanvallen en alle fatale aanvallen. De categorie van “mogelijke, niet-fatale”aanvallen werd uitgesloten. Mogelijke, niet-fatale infarcten vertegenwoordigden in Gent en Charleroi over de 10 jaar respectievelijk 9,1 en 12,8% van alle geregistreerde infarcten bij mannen en 11,5 en 14,8% bij vrouwen. Over de 10 jaar registratie (1983-92) heen was de proportionele bijdrage van “mogelijke, niet-fatale infarcten”in beide geslachten licht toegenomen vooral in de tweede helft van de decade in Charleroi. Dus zowel door de inkrimping van de studiepopulatie tot de leeftijdsgroep 35-64 jaar als door de verenging naar de diagnostische criteria 2 (exclusie van de “mogelijke, niet-fatale gevallen”), alsook door de standaardisatie naar leeftijd op wereldschaal zijn de resultaten die worden weergegeven in de internationale publicatie verschillend van wat eerder in de Gezondheidsindicatoren verscheen en door de Belgische onderzoeksgroep naderhand werd gepubliceerd (5). In het internationale rapport werden voor Charleroi 1.996 gevallen over de 10 jaren weerhouden en voor Gent 1.546 terwijl voor alle diagnostische categorieën en voor alle leeftijdsgroepen samen in Charleroi en in Gent respectievelijk 4.200 en 3.231 gevallen waren geregistreerd van 1983 tot en met 1992.
2. Resultaten. 2.1 Kwaliteitscontrole. Wat betreft de kwaliteitscontrole van de verzamelde gegevens scoren de Belgische centra maximaal voor de demografische gegevens. Dit is te danken aan de goede, nauwe en aangehouden samenwerking met de stedelijke bevolkingsdiensten. De kwaliteitsscore voor de “coronary events”is wat minder goed, en dit heeft
alles te maken met het relatief hoge aantal fatale maar onvoldoende gedocumenteerde gevallen (vooral plotselinge dood buiten het ziekenhuis waarbij geen autopsies worden uitgevoerd); van alle fatale gevallen werd zowel in Gent als in Charleroi 46% van alle gevallen als onvoldoende gedocumenteerd geregistreerd, daar waar het gemiddelde voor alle centra samen 20% (standaarddeviatie 16%) bedraagt. Een gelijkaardig hoog % werd ook waargenomen in de Franse en Spaanse centra. Dit kan ook te maken hebben met verschillen in codificatiepraktijken tussen landen. Onze lagere kwaliteitsscore voor de "coronary events" had ook te maken met de vaststelling dat de officiële sterftestatistieken zo verschilden van de sterftecijfers geregistreerd in het MONICA register. Voor alle centra samen bedroeg de officiële sterfte aan hartaanvallen in de mannelijke populatie per 100.000 binnen de leeftijdsgrenzen 35-64 jaar 189 (s.d. 98) terwijl de incidentie van fatale gevallen in de registers gemiddeld 211 per 100.000 (s.d. 89) bedroeg, een verschil van de officiële sterfte t.o.v. de incidentie van fatale gevallen in de registers van – 10%. Daarentegen bedroeg in Charleroi de officiële sterfte aan hartaanvallen in de mannelijke populatie 139 per 100.000 tegenover een incidentie van fatale infarcten van 237 per 100.000 in het register (-41%); in Gent bedroeg de officiële sterfte aan hartaanvallen in de mannelijke populatie 94 per 100.000 tegenover 161 in het register (-42%); De gegevens illustreren nogmaals de enorme onderschatting van de officiële sterftestatistieken met betrekking tot coronaire hartziekten. In de vrouwelijke populatie is de situatie niet veel beter; internationaal kwamen de officiële sterftestatistieken vrij goed overeen met de incidentie van fatale gevallen in de registers : respectievelijk 25 en 24 per 100.000 voor alle centra samen. In Charleroi bedroeg de officiële sterfte t.g.v. hartaanvallen in de vrouwelijke populatie 35 per 100.000 vergeleken met 70 per 100.000 in het register (-50%) en in Gent respectievelijk 25 en 45 per 100.000 (-44%). 2.2 Attack rates en letaliteit De attack rates en de letaliteit voor Gent en Charleroi vergeleken met MONICA Internationaal zijn samengevat voor mannen en vrouwen in tabel 1. De attack rates zijn voor leeftijd gestandaardiseerde gemiddelden afzonderlijk voor fatale, niet-fatale en alle hartaanvallen samen. De gemiddelde attack rate bij mannen voor alle centra samen bedroeg 434 per 100.000 met een range van 31 in Beijing (China) naar 825 in North Karelia (Finland). In de vrouwelijke populatie bedroeg de attack rate gemiddeld 24% van de attack rate bij mannen met aan de top Glasgow met 265 per 100.000 en de laagste attack rate in Catalonië (Spanje) 35 per 100.000. De letaliteit (sterfte in de 28 dagen volgend op de eerste klinische symptomen) bedroeg bij mannen en vrouwen respectievelijk 49 en 54% in MONICA Internationaal. Bij mannen is dit respectievelijk 47 en 50% voor Gent en Charleroi; in de vrouwelijke populatie bedroeg de letaliteit in Gent en Charleroi respectievelijk 58 en 59%. Deze verschillen zijn zowel statistisch als klinisch significant.
Tabel 1: Attack rates en letaliteit in Gent en Charleroi vergeleken met de internationale gegevens. Mannen 37 MONICA centra n range: hoogst range: laagst Gent Charleroi Vrouwen 35 MONICA centra n range: hoogst range: laagst Gent Charleroi F: fataal NF: niet-fataal
F
NF
F+ NF
211 398 48 161 237
223 437 33 185 250
434 825 81 346 487
F
NF
F+ NF
54 123 16 45 70
49 142 9 33 48
103 265 35 77 118
Letaliteit % 49 83 34 47 50
Letaliteit % 54 88 34 58 59
2.3 Evolutie van attack rates en van letaliteit In tabel 2 worden de wijzigingen van de attack rates en van de letaliteit over een periode van 10 jaar weergegeven. Deze tijdtrends zijn voor leeftijd gestandaardiseerd en worden uitgedrukt in % op jaarbasis afzonderlijk voor mannen en voor vrouwen. In een meerderheid van de centra (28 op 37 bij mannen en 22 op 35 bij vrouwen) deed zich een daling voor van de attack rates. De gemiddelde daling bij mannen bedroeg -2.1% op jaarbasis, de range ging van –6.5% naar +2.8%. In Gent stelden we een daling vast van –3.2% op jaarbasis, terwijl in Charleroi de totale attack rate met +0.3% toenam. In de vrouwelijke populatie bedroeg de gemiddelde daling –1.4% met een range van –6.7 naar +2.8%; in Gent bedroeg de daling –3.0% terwijl in Charleroi een stijging van +1.1% werd waargenomen. Van de 28 centra met een daling bij mannen was deze daling statistisch significant in 22 waaronder in Gent. Van de 9 centra waar bij de mannen waar een stijging werd waargenomen, was deze stijging statistisch significant in 2 centra; de lichte toename in Charleroi was statistisch niet significant. In de 22 centra waar een daling bij vrouwen werd waargenomen was deze statistisch significant in 14 centra, de daling van -3.0% in Gent was statistisch niet significant. In de 13 centra waar een stijging werd waargenomen bij vrouwen was dit statistisch significant in 2 centra. De toename van +1.1% in Charleroi was statistisch niet significant. Bij mannen en vrouwen werd respectievelijk in 25/37 en in 22/35 centra een daling vastgesteld van de letaliteit waaronder ook in de twee Belgische centra zowel in de mannelijke als in de vrouwelijke populaties. Deze wijzigingen in Gent en Charleroi waren van dezelfde orde van grootte, zowel bij mannen als bij vrouwen en klinisch erg relevant (-1.8% op jaarbasis) Tabel 2: Tijdsevolutie van attack rates en van letaliteit in Gent en Charleroi vergeleken met de internationale gegevens. Wijziging in voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates op jaarbasis
Mannen 37 MONICA centra m,% range: hoogst % range: laagst % aantal: daling, n aantal: = of stijging, n Gent, % Charleroi, %
Vrouwen 35 MONICA centra m,% range: hoogst % range: laagst % aantal: daling, n aantal: = of stijging, n Gent, % Charleroi, % F: fataal NF: niet-fataal
F
NF
F+ NF
-2.7 + 4.2 -8.0 26 11 -4.8 -1.5
-2.1 + 2.8 -6.9 27 10 -1.8 + 2.0
-2.1 + 2.8 -6.5 28 9 -3.2 + 0.3
F
NF
F+ NF
-2.1 + 4.1 -8.5 25 10 -4.6 -0.8
-0.8 + 6.8 -9.8 18 17 + 0.4 + 3.8
-1.4 + 2.8 -6.7 22 13 -3.0 + 1.1
Wijziging in letaliteit -0.6 + 3.1 -4.2 25 12 -1.6 -1.8
Wijziging in letaliteit -0.8 + 2.9 -4.8 22 13 -1.8 -1.8
2.4 Rangorde van Gent en Charleroi in MONICA Internationaal m.b.t. attack rate en letaliteit De rangorde van de Belgische centra binnen de MONICA centra is weergegeven in figuren 1-4. In figuur 1 zijn de attack rates voorgesteld voor beide geslachten afzonderlijk. Gent situeert zich zowel voor mannen als voor vrouwen in de gunstige helft, namelijk op de 27e plaats, Charleroi daarentegen situeert zich in beide geslachten op dezelfde 12e plaats van hoog naar laag. Tussen de resultaten van beide steden situeren zich 15 andere MONICA centra. Figuur 1: Rangschikking van de MONICA centra in jaarlijkse attack rates per 100.000, naargelang geslacht. Situering van Gent en Charleroi.
In figuur 2 zijn de jaarlijkse wijzigingen in attack rates voorgesteld per centrum en per geslacht, in percent. In Charleroi werd zowel bij mannen als bij vrouwen een niet-significante stijging waargenomen van de attack rates van alle hartaanvallen samen. Daarentegen werd in Gent een daling vastgesteld in beide geslachten, significant bij de mannen. Dus zowel m.b.t. de orde van grootte van de attack rates als m.b.t. de wijziging in de tijd zijn Gent en Charleroi erg verschillend van elkaar. Een meer gedetailleerde vergelijking werd elders gepubliceerd (5) Figuur 2: Rangschikking van de MONICA centra in jaarlijkse wijziging in attack rates in percent, naargelang geslacht. Situering van Gent en Charleroi.
In figuur 3 is de gemiddelde letaliteit voorgesteld. In de vrouwelijke bevolking behoren zowel Gent als Charleroi tot de MONICA centra met een eerder hoge letaliteit. In de mannelijke bevolking is er een klein verschil tussen Gent en Charleroi die zich beiden in het midden van de totale groep MONICA centra bevinden. Figuur 3: Rangschikking van de MONICA centra in letaliteit (%)mannen en vrouwen. Situering van Gent en Charleroi.
De wijziging in de letaliteit op jaarbasis is in figuur 4 voorgesteld. Gent en Charleroi evolueren zij aan zij met in beide geslachten een gunstige tijdstrend van –1.6 tot –1.8% op jaarbasis. Deze min of meer gelijke situatie m.b.t. letaliteit en wijziging van letaliteit pleit voor een vergelijkbare invloed van de gezondheidszorg en van wijzigingen in de behandelingswijze van acute coronaire aanvallen in beide regio’s.
Figuur 4: Rangschikking van de MONICA centra in wijziging in letatiteit in percent, naargelang geslacht. Situering van Gent en Charleroi.
2.5 Relatieve bijdrage van wijziging in letaliteit en in attack rates tot de wijziging in coronaire sterfte Een van de oorspronkelijke vragen die het Internationaal MONICA project zich stelde was of de wijziging in coronaire sterfte die in vele landen werd waargenomen, kon verklaard worden door een daling van de letaliteit en/of door een daling van de incidentie. Op internationaal vlak lijkt de daling van de sterfte aan hartaanvallen meer toe te schrijven aan een daling van attack rates dan aan een daling van de letaliteit. Vooral in die centra waar de daling van de coronaire sterfte het grootst was, is dit fenomeen herkenbaar. Gent en Charleroi liggen in de lijn van de internationale trend. In Gent is de belangrijke daling van de coronaire sterfte zowel bij mannen als bij vrouwen voor meer dan de helft toe te schrijven aan een daling van de attack rate en voor minder dan de helft aan een daling van de letaliteit. De consistentie van de bevindingen tussen beide geslachten is opvallend en is logisch. In Charleroi is de lichte daling in de coronaire sterfte van fatale hartaanvallen vrijwel exclusief te danken aan een daling van de letaliteit want de attack rates zijn trouwens licht toegenomen. Ook hier valt de consistentie van de bevindingen tussen beide geslachten op.
3. Besluit Deze eerste eindresultaten van het WHO MONICA project bevestigen de complexiteit van de interpretatie van sterftedata. Vooreerst en voor België erg belangrijk, wijzen ze op het belang van kwaliteitsstatistieken. Vervolgens blijkt uit dit onderzoek duidelijk dat sterftecijfers op zich onvoldoende zijn om de dynamiek en het belang van hart- en vaatziekten voor de volksgezondheid te bestuderen. Registers die betrekking hebben op een totale bevolking (en niet enkel op ziekenhuisreeksen) zijn nodig om een volledig en betrouwbaar beeld op te hangen van de attack rate en de letaliteit. De bijdrage van de onderzoekscentra Gent en Charleroi in het Internationaal MONICA gebeuren zijn belangrijk. Zij het alleen maar omwille van het verschil dat tussen beide centra bestaat maar nog veel meer omwille van de heterogene evolutie van de attack rate en van de homogene evolutie van de letaliteit. Die resultaten doen sterk veronderstellen dat de ziekenhuisgeneeskunde op gelijke en adequate wijze invloed uitoefent en vooral de vergelijkbare daling van de letaliteit in Gent en Charleroi verklaart. Deze letaliteit is echter nog steeds hoog maar dit wordt grotendeels verklaard door de hoge “out of hospital”sterfte. De heterogene evolutie van de attack rates tussen beide regio’s is opvallend en betekent een uitdaging voor verder onderzoek naar de juiste verklaring ervan. Pas wanneer we deze oorza(a)k(en) beter zullen kennen, zullen ingrepen mogelijk zijn om in Charleroi het tij te doen keren in de richting die men in Gent heeft kunnen inslaan.
Referenties 1. WHO MONICA Project Principal Investigators. The WHO MONICA Project: a major international collaboration. J Clin Epid 1988;41:105-14. 2. De Henauw S, De Backer G: MONICA project. In : Gezondheidsindicatoren 1995. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, 1997, pp 46-50. 3. De Henauw S, De Backer G, de Smet P, Koyuncu R, Kornitzer M: Hartinfarcten. In : Gezondheidsindicatoren 1996, Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, 1998, pp 38-42. 4. Tunstall-Pedoe H, Kuulasmaa K, Mahรถnen M, e.a.: for the WHO MONICA Project. Contribution of trends in survival and coronary heart disease mortality : 10-year results from 37 WHO MONICA Project populations. Lancet 1999;353:1547-57. 5. De Henauw S, De Bacquer D, de Smet P, Kornitzer M, De Backer G: Trends in coronary heart disease in two Belgian areas results for the MONICA Ghent-Charleroi study. J Epidemiol Comm Health 1999;57:89-98.
Attack rates en letaliteit van acute coronaire aanvallen. Recente gegevens en sensitiviteitsanalyse. D. De Bacquer, S. De Henauw, G. De Backer. Vakgroep Maatschappelijke Gezondheidkunde, Universiteit Gent In de publicatie “Gezondheidsindicatoren 1996“(1) werd uitgebreid ingegaan op de evolutie in de tijd van de attack rates en van de letaliteit van acute coronaire aanvallen waargenomen van 1983 tot 1992 in de steden Gent en Charleroi in het kader van het door de Wereldgezondheidsorganisatie gecoördineerd MONICA project (MONItoring of Trends and Determinants of CArdiovascular Diseases). In het MONICA project worden verbanden bestudeerd tussen de wijzigingen van de attack rates en van de letaliteit van acute coronaire aanvallen enerzijds en de wijzigingen van coronaire risicofactoren en van de behandeling van acute coronaire aanvallen anderzijds. Attack rates en letaliteit worden in deze studie gemeten aan de hand van registers. De resultaten waargenomen in deze registers zijn erg belangrijk voor de interpretatie van de dynamiek van de frequentie van hartaanvallen. Na het beëindigen van het MONICA project werd in overleg met de Vlaamse overheid beslist na een onderbreking van 3 jaar het register te Gent terug op te starten vanaf 1 januari 1996. Op dit ogenblik zijn resultaten bekend voor 1996 en 1997. De bedoeling van dit rapport is hierop in te gaan, een vergelijking te maken met vroeger en de resultaten van een sensitiviteitsanalyse voor te stellen wat toelaat de robuustheid van de gegevens in te schatten.
1. Studiepopulatie De onderzoekspopulatie is de bevolking van de stad Gent tussen 25 en 69 jaar die tijdens de periode 19831997 varieerde van 130 000 naar 135 000 inwoners waaronder ongeveer de helft mannen en de helft vrouwen. Dank zij een uitstekende samenwerking met de bevolkingsdienst van de stad zijn over de hele periode nooit problemen gerezen met betrekking tot de demografische beschrijving van de onderzoekspopulatie. Over de tijd hebben zich geringe wijzigingen voorgedaan in de leeftijdsverdeling tussen 25 en 69 jaar. Daarom zijn de resultaten die hier worden voorgesteld gestandaardiseerd voor leeftijd met de Gentse bevolking van 1 juli 1997 als standaard.
2. Methodologie De methodologie die in het register wordt aangewend, bleef ongewijzigd van 1983 tot nu. Het MONICA protocol (2) wordt zorgvuldig gevolgd. Samengevat steunt het register op klinische gegevens, electrocardiografie en enzymenconcentraties. Met attack rates wordt bedoeld het aantal patiënten dat een acute coronaire aanval doormaakt op jaarbasis per 10.000 populatieeenheden, ongeacht of het om een eerste aanval dan wel om een recidief gaat. De letaliteit heeft betrekking op de periode van 28 dagen die volgen op de eerste klinische symptomen m.a.w. het aantal overlijdens binnen de 28 dagen op 100 voorvallen. Bij de fatale gevallen wordt een onderscheid gemaakt tussen zekere en mogelijke infarcten en overlijdens toegeschreven aan een acute coronaire aanval maar die onvoldoende gedocumenteerd waren om ze als een zeker of een mogelijk infarct te registreren. Deze laatste categorie die een belangrijke fractie (44%) uitmaakt van het totale aantal fatale gevallen, wordt hoofdzakelijk uitgemaakt door hartstilstanden buiten het ziekenhuis waarvoor verder ook geen antecedenten van hartlijden beschikbaar zijn of bestaan en waarbij evenmin een lijkschouwing is gebeurd. Bij de niet-fatale gevallen wordt een onderscheid gemaakt tussen zekere en mogelijke infarcten en ischemische hartstilstanden met geslaagde reanimatie die evenwel niet voldoen aan de criteria van een zeker infarct. In deze laatste categorie werden op jaarbasis slechts sporadische gevallen ondergebracht (minder dan 5 per jaar). Een niet-fataal mogelijk infarct berust op een verdacht klinisch beeld (pijn op de borst gedurende meer dan 20 minuten) waarbij de enzyme en/of het ECG echter niet aan de gestelde eisen voldoen. Ze maken ongeveer 10 tot 15% van alle geregistreerde gevallen uit. Aldus kunnen verschillende attack rates worden berekend. Drie worden in dit rapport aangewend : 1. 2. 3.
Totale attack rates : alle diagnostische categorieën samen (definitie 1) Beperktere definitie : alle categorieën op uitzondering van “niet-fataal, mogelijk infarct”(definitie 2) Enge definitie : alle categorieën op uitzondering van de “niet-fataal, mogelijk infarct”en "fataal cardiaal overlijden" onvoldoende gedocumenteerd”(definitie 3).
In dezelfde zin kan de letaliteit dan worden berekend in elk van deze 3 definities. De evolutie in de tijd van de attack rates en van de letaliteit werd berekend voor elk van de definities. Deze sensitiviteitsanalyse laat toe te onderzoeken of tijdstrends afhankelijk zijn van verschillen in definities. Meer details over methodologie en kwaliteitscontrole zijn elders gepubliceerd (3,4).
3. Resultaten 3.1 Attack rates In figuren 1-3 zijn de attack rates voorgesteld per geslacht voor de periode 1983-1997 (1993-1995 ontbreken). In figuur 1 betreft het voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates steunend op definitie 1 (alle categorieën). Hieruit blijkt een dalende trend in beide geslachten met in 1996 en 1997 de laagste cijfers voor de gehele periode. In figuur 2 zijn de voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates steunend op definitie 2 voorgesteld. Uiteraard worden de attack rates in absolute cijfers wat gereduceerd maar de evolutie over de tijd blijft ongewijzigd. In figuur 3 zijn de voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates steunend op definitie 3 voorgesteld. Dit brengt de attack rates nog verder naar lagere absolute cijfers maar de evolutie in de tijd blijft ongewijzigd. De resultaten weergegeven in deze 3 figuren laten zeer sterk vermoeden dat de attack rates van acute coronaire aanvallen in de loop van de voorbije 15 jaar duidelijk zijn afgenomen in beide geslachten van de studiepopulatie. Strengere eisen inzake de definitie wijzigen geenszins de tijdstrend. 3.2 Letaliteit De letaliteit berekend volgens definitie 1 (alle categorieën) is voor beide geslachten afzonderlijk weergegeven van 1983 tot 1997 in figuur 4. De letaliteit is in het algemeen hoger bij vrouwen dan bij mannen. De evolutie in de tijd is eerder naar een daling toe hoewel die niet spectaculair is en in de laatste 2 jaren (19961997) niet zo verschillend lijkt te zijn van de laatste jaren tijdens de periode van het MONICA project (vb. 1990-1992). De letaliteit bedroeg in 1997 nog steeds 44 en 50% in respectievelijk de mannelijke en de vrouwelijke bevolking. In figuur 5 is de letaliteit voorgesteld berekend volgens definitie 2 m.a.w. na de categorie “niet-fataal, mogelijk infarct”te hebben uitgesloten. Daardoor stijgt natuurlijk de letaliteit maar de tijdstrend blijft ongewijzigd. In figuur 6 is de letaliteit voorgesteld, berekend volgens definitie 3, m.a.w. na zowel de categorie “niet-fataal mogelijk infarct”als de categorie “fataal, cardiaal overlijden onvoldoende gedocumenteerd”te hebben uitgesloten. Hierdoor krijgen we nu een letaliteitspercentage dat berust op goed gedocumenteerde myocardinfarcten en enkel op die fatale gevallen waarbij coronair lijden als oorzaak als zeer waarschijnlijke of zekere oorzaak kan worden aangenomen. Deze definitie hanteren, resulteert in een lagere letatiteit die in de tijd gunstig is geëvolueerd meer bij vrouwen dan bij de man. De laatste jaren (1996-1997) zijn terug niet zo verschillend van de resultaten waargenomen in de laatste jaren van de MONICA periode.
4. Besluit De resultaten waargenomen in het register van acute coronaire aanvallen in de bevolking van Gent laten toe de evolutie in de tijd verder te volgen. Een sensitiviteitsanalyse met verschillende definities van attack rates wijst op de robuustheid van de bevindingen. De attack rates zijn gedaald en de meer recente resultaten liggen in de lijn van de evolutie tijdens de periode van het MONICA project. Die evolutie is waarneembaar zowel bij mannen als bij vrouwen. De letaliteit ten gevolge van acute coronaire aanvallen is hoog, in de loop van de tijd licht afgenomen, maar blijft hoog, hoger bij vrouwen dan bij mannen. Dit alles laat veronderstellen dat de afname van de coronaire sterfte voor een groot deel toe te schrijven is aan een daling van de incidentie en voor een kleiner deel aan een daling van de letaliteit. Dit is in overeenstemming met de eerste besluiten die men uit het internationale MONICA project heeft getrokken en die recent werden gepubliceerd (5). In die centra waar een substantiële daling van fatale attack rates was waargenomen, werd dit voor 2/3 verklaard door een daling van de incidentie en voor 1/3 door een daling van de letaliteit.
Figuur 1 : voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates van acute coronaire aanvallen. Mannen en vrouwen, Gent, 1983-1997. Alle diagnostische categorieën samen.
45 40
Attack rate (/10.000)
35 30 25 20 15 10 5
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 2 : voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates van acute coronaire aanvallen. Mannen en vrouwen, Gent, 1983-1997. Beperktere definitie (categorie “niet-fatale, mogelijke infarcten” uitgesloten).
40 35
Attack rate (/10.000)
30 25 20 15 10 5
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 3: voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 1983-1997. Enge definitie (categorieën “niet-fatale, mogelijke infarcten” en “fatale, onvoldoende gedocumenteerd” uitgesloten).
35
30
Attack rate (/10.000)
25
20
15
10
5
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 4: letaliteit (%) ten gevolge van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 19831997. Berekend op basis van alle diagnostische categorieën samen.
70
60
Attack rate (/10.000)
50
40
30
20
10
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 5: letaliteit (%) ten gevolge van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 19831997. Berekend op basis van een beperktere definitie van attack rates (categorie “niet-fatale, mogelijke infarcten” uitgesloten).
80 70
Attack rate (/10.000)
60 50 40 30 20 10
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 6: letaliteit (%) ten gevolge van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 19831997. Berekend op basis van een enge definitie van attack rates (categorieën “niet-fatale mogelijke infarcten” en “fatale, onvoldoende gedocumenteerd” uitgesloten).
70
60
Attack rate (/10.000)
50
40
30
20
10
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Literatuur 1.
Aelvoet W, Capet F, Van Overloop J: Gezondheidsindicatoren 1996. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. 1998.
2.
WHO MONICA Project Principal Investigators: The WHO MONICA project: a major international collaboration. J Clin Epidemiol 1988;41:105-14
3.
De Backer G: Studie van de incidentie en van het verloop van acute coronaire aanvallen in de bevolking van Gent van 1983 tot 1990. Verhandelingen van de Kon Acad voor Geneeskunde van België 1996;LVIII:61-92
4.
De Henauw S, De Bacquer D, de Smet P, Kornitzer M, De Backer G: Trends in coronary heart disease in two Belgian areas : results from the MONICA Gent-Charleroi study. J Clin Epidemiol 1999;53:89-98.
5.
Tunstall-Pedoe H, Kuulasmaa K, Mähönen M, Tolonen H, Ruokokoski E, Amouyel Ph, for the WHO MONICA Project. Contribution of trends in survival and coronary event rates to changes in coronary heart disease mortality: 10 year results from 37 WHO MONICA Project populations. Lancet 1999;353:1547-57
Met dank aan het team “Gezondheidsindicatoren” van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, de Stedelijke Gezondheidsdienst Gent, de Dienst “Bevolking” van de Stad Gent en collega’s uit de Gentse ziekenhuizen : Clement DL, Colardyn F, Buylaert W (UZ Gent), Claeys R, Versee L, Hollanders G, Nimmegeers J, Van Durme JP, Cambier P (AZ St. Lucas), De Wagter X, Germonprez E, Provenier F (AZ Maria Middelares), Kluyskens Y, François B, De Cock G (St. Jozef), Verloove H, T’Kindt H (Med. Instituut E. Moyson), Van Meerhaeghe X, Trauerbach J, De Biscop S (AZ Jan Palfijn). Met speciale dank aan P. Vannoote en C. Ghysbrecht voor de administratieve ondersteuning van de registers
Attack rates en letaliteit van acute coronaire aanvallen. Recente gegevens en sensitiviteitsanalyse. D. De Bacquer, S. De Henauw, G. De Backer. Vakgroep Maatschappelijke Gezondheidkunde, Universiteit Gent In de publicatie “Gezondheidsindicatoren 1996“(1) werd uitgebreid ingegaan op de evolutie in de tijd van de attack rates en van de letaliteit van acute coronaire aanvallen waargenomen van 1983 tot 1992 in de steden Gent en Charleroi in het kader van het door de Wereldgezondheidsorganisatie gecoördineerd MONICA project (MONItoring of Trends and Determinants of CArdiovascular Diseases). In het MONICA project worden verbanden bestudeerd tussen de wijzigingen van de attack rates en van de letaliteit van acute coronaire aanvallen enerzijds en de wijzigingen van coronaire risicofactoren en van de behandeling van acute coronaire aanvallen anderzijds. Attack rates en letaliteit worden in deze studie gemeten aan de hand van registers. De resultaten waargenomen in deze registers zijn erg belangrijk voor de interpretatie van de dynamiek van de frequentie van hartaanvallen. Na het beëindigen van het MONICA project werd in overleg met de Vlaamse overheid beslist na een onderbreking van 3 jaar het register te Gent terug op te starten vanaf 1 januari 1996. Op dit ogenblik zijn resultaten bekend voor 1996 en 1997. De bedoeling van dit rapport is hierop in te gaan, een vergelijking te maken met vroeger en de resultaten van een sensitiviteitsanalyse voor te stellen wat toelaat de robuustheid van de gegevens in te schatten.
1. Studiepopulatie De onderzoekspopulatie is de bevolking van de stad Gent tussen 25 en 69 jaar die tijdens de periode 19831997 varieerde van 130 000 naar 135 000 inwoners waaronder ongeveer de helft mannen en de helft vrouwen. Dank zij een uitstekende samenwerking met de bevolkingsdienst van de stad zijn over de hele periode nooit problemen gerezen met betrekking tot de demografische beschrijving van de onderzoekspopulatie. Over de tijd hebben zich geringe wijzigingen voorgedaan in de leeftijdsverdeling tussen 25 en 69 jaar. Daarom zijn de resultaten die hier worden voorgesteld gestandaardiseerd voor leeftijd met de Gentse bevolking van 1 juli 1997 als standaard.
2. Methodologie De methodologie die in het register wordt aangewend, bleef ongewijzigd van 1983 tot nu. Het MONICA protocol (2) wordt zorgvuldig gevolgd. Samengevat steunt het register op klinische gegevens, electrocardiografie en enzymenconcentraties. Met attack rates wordt bedoeld het aantal patiënten dat een acute coronaire aanval doormaakt op jaarbasis per 10.000 populatieeenheden, ongeacht of het om een eerste aanval dan wel om een recidief gaat. De letaliteit heeft betrekking op de periode van 28 dagen die volgen op de eerste klinische symptomen m.a.w. het aantal overlijdens binnen de 28 dagen op 100 voorvallen. Bij de fatale gevallen wordt een onderscheid gemaakt tussen zekere en mogelijke infarcten en overlijdens toegeschreven aan een acute coronaire aanval maar die onvoldoende gedocumenteerd waren om ze als een zeker of een mogelijk infarct te registreren. Deze laatste categorie die een belangrijke fractie (44%) uitmaakt van het totale aantal fatale gevallen, wordt hoofdzakelijk uitgemaakt door hartstilstanden buiten het ziekenhuis waarvoor verder ook geen antecedenten van hartlijden beschikbaar zijn of bestaan en waarbij evenmin een lijkschouwing is gebeurd. Bij de niet-fatale gevallen wordt een onderscheid gemaakt tussen zekere en mogelijke infarcten en ischemische hartstilstanden met geslaagde reanimatie die evenwel niet voldoen aan de criteria van een zeker infarct. In deze laatste categorie werden op jaarbasis slechts sporadische gevallen ondergebracht (minder dan 5 per jaar). Een niet-fataal mogelijk infarct berust op een verdacht klinisch beeld (pijn op de borst gedurende meer dan 20 minuten) waarbij de enzyme en/of het ECG echter niet aan de gestelde eisen voldoen. Ze maken ongeveer 10 tot 15% van alle geregistreerde gevallen uit. Aldus kunnen verschillende attack rates worden berekend. Drie worden in dit rapport aangewend : 1. 2. 3.
Totale attack rates : alle diagnostische categorieën samen (definitie 1) Beperktere definitie : alle categorieën op uitzondering van “niet-fataal, mogelijk infarct”(definitie 2) Enge definitie : alle categorieën op uitzondering van de “niet-fataal, mogelijk infarct”en "fataal cardiaal overlijden" onvoldoende gedocumenteerd”(definitie 3).
In dezelfde zin kan de letaliteit dan worden berekend in elk van deze 3 definities. De evolutie in de tijd van de attack rates en van de letaliteit werd berekend voor elk van de definities. Deze sensitiviteitsanalyse laat toe te onderzoeken of tijdstrends afhankelijk zijn van verschillen in definities. Meer details over methodologie en kwaliteitscontrole zijn elders gepubliceerd (3,4).
3. Resultaten 3.1 Attack rates In figuren 1-3 zijn de attack rates voorgesteld per geslacht voor de periode 1983-1997 (1993-1995 ontbreken). In figuur 1 betreft het voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates steunend op definitie 1 (alle categorieën). Hieruit blijkt een dalende trend in beide geslachten met in 1996 en 1997 de laagste cijfers voor de gehele periode. In figuur 2 zijn de voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates steunend op definitie 2 voorgesteld. Uiteraard worden de attack rates in absolute cijfers wat gereduceerd maar de evolutie over de tijd blijft ongewijzigd. In figuur 3 zijn de voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates steunend op definitie 3 voorgesteld. Dit brengt de attack rates nog verder naar lagere absolute cijfers maar de evolutie in de tijd blijft ongewijzigd. De resultaten weergegeven in deze 3 figuren laten zeer sterk vermoeden dat de attack rates van acute coronaire aanvallen in de loop van de voorbije 15 jaar duidelijk zijn afgenomen in beide geslachten van de studiepopulatie. Strengere eisen inzake de definitie wijzigen geenszins de tijdstrend. 3.2 Letaliteit De letaliteit berekend volgens definitie 1 (alle categorieën) is voor beide geslachten afzonderlijk weergegeven van 1983 tot 1997 in figuur 4. De letaliteit is in het algemeen hoger bij vrouwen dan bij mannen. De evolutie in de tijd is eerder naar een daling toe hoewel die niet spectaculair is en in de laatste 2 jaren (19961997) niet zo verschillend lijkt te zijn van de laatste jaren tijdens de periode van het MONICA project (vb. 1990-1992). De letaliteit bedroeg in 1997 nog steeds 44 en 50% in respectievelijk de mannelijke en de vrouwelijke bevolking. In figuur 5 is de letaliteit voorgesteld berekend volgens definitie 2 m.a.w. na de categorie “niet-fataal, mogelijk infarct”te hebben uitgesloten. Daardoor stijgt natuurlijk de letaliteit maar de tijdstrend blijft ongewijzigd. In figuur 6 is de letaliteit voorgesteld, berekend volgens definitie 3, m.a.w. na zowel de categorie “niet-fataal mogelijk infarct”als de categorie “fataal, cardiaal overlijden onvoldoende gedocumenteerd”te hebben uitgesloten. Hierdoor krijgen we nu een letaliteitspercentage dat berust op goed gedocumenteerde myocardinfarcten en enkel op die fatale gevallen waarbij coronair lijden als oorzaak als zeer waarschijnlijke of zekere oorzaak kan worden aangenomen. Deze definitie hanteren, resulteert in een lagere letatiteit die in de tijd gunstig is geëvolueerd meer bij vrouwen dan bij de man. De laatste jaren (1996-1997) zijn terug niet zo verschillend van de resultaten waargenomen in de laatste jaren van de MONICA periode.
4. Besluit De resultaten waargenomen in het register van acute coronaire aanvallen in de bevolking van Gent laten toe de evolutie in de tijd verder te volgen. Een sensitiviteitsanalyse met verschillende definities van attack rates wijst op de robuustheid van de bevindingen. De attack rates zijn gedaald en de meer recente resultaten liggen in de lijn van de evolutie tijdens de periode van het MONICA project. Die evolutie is waarneembaar zowel bij mannen als bij vrouwen. De letaliteit ten gevolge van acute coronaire aanvallen is hoog, in de loop van de tijd licht afgenomen, maar blijft hoog, hoger bij vrouwen dan bij mannen. Dit alles laat veronderstellen dat de afname van de coronaire sterfte voor een groot deel toe te schrijven is aan een daling van de incidentie en voor een kleiner deel aan een daling van de letaliteit. Dit is in overeenstemming met de eerste besluiten die men uit het internationale MONICA project heeft getrokken en die recent werden gepubliceerd (5). In die centra waar een substantiële daling van fatale attack rates was waargenomen, werd dit voor 2/3 verklaard door een daling van de incidentie en voor 1/3 door een daling van de letaliteit.
Figuur 1 : voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates van acute coronaire aanvallen. Mannen en vrouwen, Gent, 1983-1997. Alle diagnostische categorieën samen.
45 40
Attack rate (/10.000)
35 30 25 20 15 10 5
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 2 : voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates van acute coronaire aanvallen. Mannen en vrouwen, Gent, 1983-1997. Beperktere definitie (categorie “niet-fatale, mogelijke infarcten” uitgesloten).
40 35
Attack rate (/10.000)
30 25 20 15 10 5
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 3: voor leeftijd gestandaardiseerde attack rates van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 1983-1997. Enge definitie (categorieën “niet-fatale, mogelijke infarcten” en “fatale, onvoldoende gedocumenteerd” uitgesloten).
35
30
Attack rate (/10.000)
25
20
15
10
5
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 4: letaliteit (%) ten gevolge van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 19831997. Berekend op basis van alle diagnostische categorieën samen.
70
60
Attack rate (/10.000)
50
40
30
20
10
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 5: letaliteit (%) ten gevolge van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 19831997. Berekend op basis van een beperktere definitie van attack rates (categorie “niet-fatale, mogelijke infarcten” uitgesloten).
80 70
Attack rate (/10.000)
60 50 40 30 20 10
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Figuur 6: letaliteit (%) ten gevolge van acute coronaire aanvallen, mannen en vrouwen, Gent, 19831997. Berekend op basis van een enge definitie van attack rates (categorieën “niet-fatale mogelijke infarcten” en “fatale, onvoldoende gedocumenteerd” uitgesloten).
70
60
Attack rate (/10.000)
50
40
30
20
10
Mannen
Vrouwen
0 83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Literatuur 1.
Aelvoet W, Capet F, Van Overloop J: Gezondheidsindicatoren 1996. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. 1998.
2.
WHO MONICA Project Principal Investigators: The WHO MONICA project: a major international collaboration. J Clin Epidemiol 1988;41:105-14
3.
De Backer G: Studie van de incidentie en van het verloop van acute coronaire aanvallen in de bevolking van Gent van 1983 tot 1990. Verhandelingen van de Kon Acad voor Geneeskunde van België 1996;LVIII:61-92
4.
De Henauw S, De Bacquer D, de Smet P, Kornitzer M, De Backer G: Trends in coronary heart disease in two Belgian areas : results from the MONICA Gent-Charleroi study. J Clin Epidemiol 1999;53:89-98.
5.
Tunstall-Pedoe H, Kuulasmaa K, Mähönen M, Tolonen H, Ruokokoski E, Amouyel Ph, for the WHO MONICA Project. Contribution of trends in survival and coronary event rates to changes in coronary heart disease mortality: 10 year results from 37 WHO MONICA Project populations. Lancet 1999;353:1547-57
Met dank aan het team “Gezondheidsindicatoren” van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, de Stedelijke Gezondheidsdienst Gent, de Dienst “Bevolking” van de Stad Gent en collega’s uit de Gentse ziekenhuizen : Clement DL, Colardyn F, Buylaert W (UZ Gent), Claeys R, Versee L, Hollanders G, Nimmegeers J, Van Durme JP, Cambier P (AZ St. Lucas), De Wagter X, Germonprez E, Provenier F (AZ Maria Middelares), Kluyskens Y, François B, De Cock G (St. Jozef), Verloove H, T’Kindt H (Med. Instituut E. Moyson), Van Meerhaeghe X, Trauerbach J, De Biscop S (AZ Jan Palfijn). Met speciale dank aan P. Vannoote en C. Ghysbrecht voor de administratieve ondersteuning van de registers
Registratie van infectieziekten in Vlaanderen: Inventarisatie, evaluatie en toetsing aan concrete gevallen François G.*, Van Herck K.*, De Schrijver K.**, Van Damme P.* *
Centrum voor de Evaluatie van Vaccinaties, vakgroep Epidemiologie en Sociale Geneeskunde, Universiteit Antwerpen, Universiteitsplein 1, B-2610 Antwerpen ** Gezondheidsinspectie provincie Antwerpen, Coördinatie Infectieziekten, ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Copernicuslaan 1 bus 5, B-2018 Antwerpen
Samenvatting Infectieziekten vormen een van de weinige groepen van aandoeningen die vaak betrekkelijk eenvoudig te voorkomen zijn. De feitelijke toestand verandert echter voortdurend. Sinds lang bekende ziekten worden zeldzaam en nieuwe duiken op. Daarom is een goed functionerend systeem van surveillance belangrijk. Het laat toe tijdig geïnformeerd te zijn over potentieel belangrijke epidemieën, zodat snel kan worden ingegrepen. Terzelfdertijd wordt voldaan aan de behoefte om op de hoogte te blijven van de omvang van het probleem, het reservoir en de manier waarop specifieke infectieziekten worden overgebracht. Registratie gebeurt in Vlaanderen via een aantal systemen die grotendeels onafhankelijk van elkaar opereren en volgens een eigen methodologie werken. Hier wordt het rapport toegelicht van een omstandige studie die uitgevoerd werd in opdracht van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. De registratiesystemen werden geïnventariseerd en er werd een overzicht gemaakt van hun karakteristieken. Er werd een kritische evaluatie gepresenteerd en aanvullend werden vijftig geselecteerde infectieziekten besproken. Voor elk van hen werd de informatie gebundeld die door de registratiesystemen werd gegenereerd. In een beperkt aantal gevallen was het mogelijk om na te gaan of aan Vlaamse en internationale doelstellingen werd voldaan. Elk van de registratiesystemen blijkt goed te functioneren, maar het is duidelijk dat er nood is aan meer integratie. In dit verband worden concrete voorstellen geformuleerd.
1. Inleiding Ter preventie van infectieziekten kan men in vele gevallen op een relatief eenvoudige wijze ingrijpen op het niveau van de bron van de infectie, de transmissie en/of de eventuele tussengastheer. Om interventies van dit type toe te laten, is het belangrijk om over informatie te beschikken betreffende de omvang van het probleem, het reservoir, het mechanisme dat overdracht toelaat en de bestaande diagnose- en controlemogelijkheden. Aangifteplicht voor sommige infectieziekten bestaat reeds sinds geruime tijd in Vlaanderen. Naderhand zijn er tal van registratiesystemen bijgekomen. Hoewel ze werden ontwikkeld op basis van uiteenlopende doelstellingen, spelen ze elk een rol bij het verzamelen van kennis omtrent de omvang van infectieziekten. Ze kunnen als early warning system fungeren en bijdragen tot het bijsturen van het beleid. Het maatschappelijk belang van specifieke infectieziekten evolueert in functie van de tijd. De grote epidemieën van het verleden werden teruggedrongen door verbeterde hygiëne en door de ontwikkeling van vaccins en medicijnen. Grote waakzaamheid blijft echter geboden omdat voorheen onbekende infectieziekten opduiken, gekende pathogene organismen resistent worden tegen geneesmiddelen en ‘oude’ziekten de kop opsteken zodra de hygiënische omstandigheden slechter worden of de vaccinatiegraad daalt.
2. Materiaal en methoden In opdracht van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap (InformatieSysteem Gezondheid, werkgroep Infectieziekten) werd een overzicht gemaakt van de registratiesystemen voor infectieziekten in Vlaanderen en van de mate waarin ze geïntegreerd of integreerbaar zijn. Het concrete doel was drievoudig: (a) het inventariseren en evalueren van de diverse bestaande registratiesystemen; (b) het bundelen, in het geval van een aantal specifieke ziekten, van de gegevens verzameld via de verschillende registratiesystemen; (c) het formuleren van voorstellen die ertoe moeten bijdragen de samenwerking tussen de systemen te optimaliseren. Via een vragenlijst en persoonlijke gesprekken met de verantwoordelijken werden de inhoud en de methodologie van elk registratiesysteem beschreven en kritisch bekeken. Daarnaast werden vijftig infectieziekten geselecteerd op basis van de volgende criteria: aangifteplicht, vaccineerbaarheid en/of maatschappelijk belang. Deze set werd gehanteerd om de integratie van de registratie aan de praktijk te toetsen. Hiervoor werden historische en recente gegevens samengevoegd. Daarenboven werd nagegaan of Vlaanderen aan de eigen specifieke gezondheidsdoelstellingen en aan internationale criteria qua incidentiecijfers voldoet.
3. Resultaten De inhoud en kenmerken van negen systemen voor registratie van infectieziekten in Vlaanderen werden uitgebreid beschreven. Elk van hen dient specifieke doelstellingen en werkt volgens een welbepaalde methodologie. Het betreft de registratie van Acute Luchtweginfecties en Griep (ALI), HIV/AIDS en HIV/SOA, de Huisartsenpeilpraktijken, de Nationale Surveillance voor Infecties in de Hospitalen, het Netwerk van Peillaboratoria, de Vlaamse Vaccinatiedatabank, de Vlaamse Vereniging voor Respiratoire Gezondheidszorg en Tuberculosebestrijding (VRGT) en de verplichte meldingen via de Gezondheidsinspectie van de Vlaamse Gemeenschap. Nog enkele andere registratiesystemen werden bondig toegelicht in het rapport. Voor elk systeem werd een overzichtstabel gemaakt waarin de voornaamste karakteristieken werden samengevat. De sterke en minder sterke punten werden onder de loep genomen en geëvalueerd. Van alle geselecteerde infectieziekten werd informatie gebundeld betreffende de volgende items: algemene aspecten, specifieke klinische gevalsdefinitie, registratiesystemen, internationale en Vlaamse doelstellingen, toestand in de Europese WHO-Regio, historiek en toestand in de Vlaamse Gemeenschap in 1998, en toetsing van de reële toestand in Vlaanderen/België aan de Vlaamse en internationale doelstellingen. Toetsing in de algemene zin bleek in de praktijk moeilijk uitvoerbaar te zijn omdat onvoldoende gegevens beschikbaar zijn of omdat relevante criteria eenvoudigweg ontbreken. Uit de studie blijkt anderzijds dat Vlaanderen ernstige inspanningen levert om te voldoen aan de vijfde Vlaamse gezondheidsdoelstelling betreffende de preventie van infectieziekten. Daarenboven was concrete toetsing van de Vlaamse/Belgische incidentiecijfers aan de WHOnormen voor de Europese Regio mogelijk in het geval van difterie (streefdoel in Vlaanderen waarschijnlijk reeds sinds geruime tijd bereikt), Haemophilus influenzae type B-infecties (streefdoel in België nog niet bereikt), kinkhoest (streefdoel in Vlaanderen misschien reeds bereikt), malaria (streefdoel in België misschien reeds bereikt), mazelen (streefdoel in Vlaanderen en België nog niet bereikt) en poliomyelitis (streefdoel in België waarschijnlijk reeds sinds geruime tijd bereikt).
4. Bespreking en besluiten Het globale beeld van de registratiesystemen voor infectieziekten in Vlaanderen (België in een aantal gevallen) is positief en elk systeem heeft in de loop van de tijd zijn waarde bewezen. Er worden op continue basis inspanningen geleverd om de eigen werkwijze te optimaliseren en te valideren. Tot nu toe blijkt de registratie echter op een weinig geïntegreerde manier te gebeuren. De systemen opereren elk volgens de eigen methode en zo goed als onafhankelijk van elkaar. Bovendien laten sommige onder hen geen schatting van incidentiecijfers toe, terwijl andere cijfers opleveren die gebaseerd zijn op de toestand in België als geheel, elk van de gemeenschappen of elk van de gewesten. Omwille van deze toestand is het onmogelijk de gegevens zonder meer onderling te vergelijken. Het is duidelijk dat bij de verantwoordelijken voor de systemen een behoefte aan uniformisering bestaat, zowel structureel als methodologisch, maar evenzeer dat veranderingen in de heersende toestand slechts aanvaardbaar zijn na grondig overleg tussen alle betrokken partijen. Tegen deze achtergrond werden een aantal maatregelen voorgesteld die in de toekomst kunnen bijdragen tot een verbetering van de integratie van gegevens. Deze suggesties betreffen onder meer de oprichting van een cel die de data in de toekomst kan centraliseren, integreren en rapporteren, het optimaliseren van het verzamelen en verspreiden van gegevens via informatisering en via de mogelijkheden van internet en, op langere termijn, de standaardisering en harmonisering van de registratiesystemen zelf. Het volledige rapport, dat alle resultaten van deze studie bevat, zal binnenkort in gedrukte vorm beschikbaar zijn. De referentie ervan luidt: ‘Van Herck K, François G, Van Damme P: Infectieziekten in Vlaanderen. Inventarisatie van registratiesystemen en aggregatie van infectieziektegegevens. Rapport in opdracht van het InformatieSysteem Gezondheid, werkgroep Infectieziekten. Brussel: ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, departement Welzijn, Volksgezondheid en Cultuur, administratie Gezondheidszorg, juni 1999’. De Vlaamse Gemeenschap is van plan het rapport binnen afzienbare tijd ook beschikbaar te stellen via internet. Daarnaast bestaat het voornemen de resultaten op gezette tijden actueel te maken en te publiceren.
5. Literatuurlijst Beutels M, Van Damme P, Aelvoet W et al.: Prevalence of hepatitis A, B and C in the Flemish population. Eur J Epidemiol 1997; 13; 275-280. De Schrijver K: Gezondheidsinspectie en controle van infectieziekten. In: Preventieve Gezondheidszorg. Vlaams Preventiecongres 1997. Diegem: Kluwer, 1997: 1080-1087. De Schrijver K: Surveillance van infectieziekten in Vlaanderen via de verplichte aangifte van besmettelijke ziekten. Arch Publ Health 1998; 56; 151-168. Europese Commissie: Fifth Framework Programme: 23 key actions. RTD Info 1999; 21; Supplement februari 99. Instituut voor Tropische Geneeskunde: Gezondheidsadviezen voor reizigers. Genval: Medasso Headlines, SmithKline Beecham, 1998, Editie 98-99: 7-175. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: 5 april 1995 - Decreet betreffende de profylaxe van besmettelijke ziekten. Belgisch Staatsblad 1995; 19.07.95; 19-778-19-779. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Draaiboek infectieziekten. Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, afdeling Preventieve en Sociale Gezondheidszorg, 1998. Thacker S, Gibson Parrish R, Trowbridge F et al.: A method for evaluating systems of epidemiological surveillance. World Health Stat Q 1988; 41; 11-18. Vandepitte J, Wauters G, Pellegrims E: Vaccinaties. Gids voor hedendaagse immunisatie. Leuven: Garant, 1995: 15-339. WHO: Health21. The health for all policy framework for the WHO European Region. 21 targets for the 21st century. European health for all series, Nos 5 en 6. Kopenhagen: WHO Regional Office for Europe, 1999.
Overzicht van de aangiften van besmettelijke ziekten in de Vlaamse Gemeenschap '98. De Schrijver K., Top G.* * afdeling Preventieve en Sociale Gezondheidszorg team Gezondheidsinspectie
1. Inleiding Aan de basis van deze geregistreerde meldingen ligt de wetgeving die de verplichte aangifte van besmettelijke ziekten binnen de Vlaamse Gemeenschap regelt. In de wetgeving van 1995 onderscheidt men drie groepen van te melden ziekten en dit in functie van de urgentie van de te nemen maatregelen (lijst A, B, C) (zie tabel 1). De doelstelling die aan de basis ligt van de verplichte melding van infectieziekten is de overheid de gelegenheid bieden na te gaan of de nodige profylactische maatregelen genomen zijn om de ziekten in te dijken en de verspreiding te voorkomen. De maatregelen die men kan nemen zijn uiteenlopend. Zo onderscheidt men drie categorieën: preventieve maatregelen, controlemaatregelen naar patiënt en contacten toe en epidemische maatregelen bij heuse outbreaks. Preventieve maatregelen hebben betrekking op vaccinatie, verbetering van sanitaire voorzieningen, kwaliteit van drinkwater en voedsel, aanwezigheid van ziekten bij huisdieren, wilde dieren en veestapel, enzovoort. Controlemaatregelen hebben betrekking op isolatie van patiënten, informatieverstrekking, toezicht, diagnosestelling, desinfectie, reiniging, ongediertebestrijding, chemoprofylaxe, immunisatie van de omgeving, bron- en contactopsporing en interventie naar besmettingsbron (dragers, eetwaren, zwembaden...). Epidemische maatregelen ten slotte hebben betrekking op massavaccinaties, informatieverstrekking aan bevolking en medisch korps, kwaliteitsonderzoek van water, voedsel, melk, enzovoort. In de praktijk zijn controlemaatregelen naar patiënt, contact en omgeving, de belangrijkste implicaties van de melding van een infectieziekte. Naast de mogelijkheid om controlemaatregelen te nemen, zijn thans ook coördinatieopdrachten tussen laboratorium, ziekenhuis, huisarts en sociaal-geneeskundige, service aan de arts (diagnose, behandeling, literatuur), internationale melding en epidemiologisch wetenschappelijk onderzoek, taken voor de gezondheidsinspecties. Een secundaire doelstelling is surveillance via registratie van gemelde ziekten. Het registreren van infectieziekten, het verzamelen en analyseren van data gebeurt niet alleen op het niveau van de verplichte aangifte van infectieziekten. In België kennen we tal van andere modellen zoals laboratoriumpeilstations, huisartsenpeilgroepen, overlijdensregistraties, steekproefgegevens en specifieke registratiesystemen voor HIV, SOA’s, enzovoort. De door ons vermelde cijfers moeten dan ook niet zozeer als incidentiecijfers bekeken worden maar veeleer als registratiecijfers van meldingen van ziekten waarvoor profylactische maatregelen moeten genomen worden. Via de wetgeving van de besmettelijke ziekten tracht de wetgever de belangen van derden (volksgezondheid) te verzoenen met de privacyaspecten en het beroepsgeheim. Dit brengt mee dat het meldingssysteem niet altijd even operationeel is.
2. Methode en data De lijst van de te melden ziekten is vastgesteld via het decreet van 5 april 1995. In de eerste tabel vindt men een overzicht van deze ziekten en de modaliteiten van de melding. Bij de verwerking van een melding kunnen chronologisch de volgende stappen onderscheiden worden. • In principe melden artsen en laboratoriumverantwoordelijken de ziekte aan de provinciale gezondheidsinspecteurs. Veelal gebeurt dit via de klassieke meldingsbriefjes, maar het kan ook telefonisch of mondeling of via de fax gebeuren. Omdat een melding anoniem is, nemen de inspecteurs kort na de melding telefonisch contact met de aangever. Afhankelijk van ziekte wordt in overleg met de aangever nagegaan of verdere interventies aangewezen zijn. Dubbelmeldingen worden vermeden via de combinatie van geboortedatum en woonplaats. • Na navraag en onderzoek (epidemiologische enquête) worden de verzamelde gegevens gecodeerd. De opgevraagde gegevens hebben betrekking op identificatiegegevens van patiënt (leeftijd, geslacht, nationaliteit, beroep), de ziekte (aard, verloop, diagnosewijze), de besmettingsbron (herkomst), de besmettingswijze en de genomen controlemaatregelen. • De gecodeerde gegevens worden opgenomen in week-, maand- en jaartabellen. Ze worden verspreid via diverse verspreidingssystemen (provinciale meldingscijfers, maandelijkse opgave van infectieziekten, Epidemiologisch Bulletin en jaarrapport van de Vlaamse Gemeenschap). De beslissing om een ziekte als verdacht, vermoedelijk of zeker, op te nemen in de tabellen is in principe afhankelijk van de beslissing van de meldende arts. Hij of zij kan hiervoor klinische, microbiologische (cultuur, serologie e.a.) of epidemiologische criteria hanteren. Interpretatie en bijsturen kan door de gezondheidsinspecties gebeuren. Vanaf 1998 wordt een lijst met gevalsdefinities gehanteerd. In principe worden meldingen gecodeerd in functie van woonplaats van de patiënt. Dit gegeven is echter niet steeds opgenomen in het aanmeldingsbriefje. Zo dit onbekend blijft, wordt de woonplaats van de arts opgenomen. Behalve via de meldingen van individuele artsen zijn de data ook opgeleverd via de melding van laboratoriumgegevens en via actieve casefinding. Collectieve outbreaks zoals voedseltoxi-infecties, collectieve gastro-enteritis, tuberculose, scabiës, hepatitis A, shigellosen, giardiasen, zoönosen enz., worden afzonderlijk (per patiënt) en als groep geregistreerd. Tuberculose ten slotte neemt een bijzondere plaats in. De meldingen aan de gezondheidsinspectie worden opgenomen in een afzonderlijk register. In deze bijdrage geven we een globale voorstelling van de gegevens in Vlaanderen. Een overzicht per provincie wordt gegeven. Via aanvullende tabellen worden relevante epidemiologische gegevens per ziekte toegevoegd.
Tabel 1: Wetgeving aangifte infectieziekten*
decreet 5 april 1995
Aangeven door wie?
Wanneer?
Hoe ?
elke arts elk laboratorium
onmiddellijk; schriftelijk bevestigen binnen de 24 uur.
Telefonisch, of per fax, op een aangifteformulier
elke arts elk laboratorium
binnen de 48 uur
Telefonisch, of per fax, op een aangifteformulier
elke arts
binnen de 48 uur.
Telefonisch, of per fax, op een aangifteformulier
groep A Botulisme Febris recurrens RabiĂŤs Malaria ( inheems)(1) Pest Poliomyelitis Hemorragische koorts (2) Vlektyfus Elke ernstige besmettelijke ziekte die een epidemisch karakter dreigt aan te nemen
groep B Brucellose Buiktyfus Cholera Difterie Gele koorts Hantavirose Haemo. infl. serotype b (3) Legionellose Leptospirose Meningococcose Psittacose Trichinose Tuberculose
groep C Gonorroe Hepatitis A Hepatitis B Hepatitis C Kinkhoest Listeriose Miltvuur Protozoaire besmettingen c.z.s.( 4) Rickettsiose (Q-fever) (5) ScabiĂŤs Shigellose Syfilis Tetanus Gastro-enteritis ( > 2 g.) (6)
* zekere en vermoedelijke gevallen 1) Malaria waarbij vermoed wordt dat de besmetting op Belgisch grondgebied gebeurde. 2) Hemorragische koortsen en andere ernstige virusziekten zoals ebola-, lassa- en marburgkoorts. 3) Meningitis ten gevolge van Haemophilus influenza serotype b. 4) Protozoaire besmettingen van het centrale zenuwstelsel. 5) Rickettsiosen, andere dan vlektyfus. 6) Elk gastro-enteritisincident dat ten minste 3 gevallen telt in dezelfde leefgemeenschap en binnen de tijdspanne van 1 week wordt veroorzaakt door eenzelfde kiem.
3. Resultaten In tabel 2 vindt u de meldingen voor Vlaanderen per provincie. Ter vergelijking geven we in tabel 3 ook de cijfers van de voorbije jaren. Tabel 2: Overzichtstabel meldingen infectieziekten aan de provinciale gezondheidsinspectie. Vlaams Gewest, 1998. Aantal inwoners (in miljoen) GROEP A
GROEP B
GROEP C
Collectieve Aandoeningen
Antw. 1,63 Botulisme Febris recurrens Hondsdolheid Malaria (1) Pest Poliomyelitis Hemorragische koorts (2) Vlektyfus Brucellose Buiktyfus Cholera Difterie Gele koorts Hantavirus-infectie Mening. Haemoph. infl. b (3) Legionellose Leptospirose Meningococcose Psittacose Trichinose Tuberculose Gonorroe Hepatitis A Hepatitis B Hepatitis C Kinkhoest Listeriose Miltvuur Protozoaire besm. c.z.s. (4) Rickettsiose (5) ScabiĂŤs Shigellose Syfilis Tetanus Gastro-enteritis (> 2 g.) (6) ScabiĂŤs V.T.I.
Lim. 0,77
O-Vl. 1,34
Vl-Br. 0,99
W-Vl. 1,12
1
1
1 6
1
1
5
1
1
7
69
28
38
16
51 1
213 35 99 27 23 11 6
73 4 32 20 22 1 3
104 8 27 15 22 1 5
62 2 14 3 2 7
95 3 2 6 7 1 2
1 25 35 5
34 2 5
55 7 5
5 2
1 24 1 1
17
5
5
1
3
10 16
3 4
1 2
1
1 3
DECREET VAN 05 APRIL 1995 Indeling Groep A: Groep B: Groep C:
in functie van afnemende urgentiemaatregelen aan te geven door elke arts en elk laboratorium binnen de 24 uur. aan te geven door elke arts en elk laboratorium binnen de 48 uur. aan te geven door elke arts binnen de 48 uur.
(1) Malaria waarbij vermoed wordt dat de besmetting op het Belgische grondgebied gebeurde. (2) Hemorragische koortsen en andere ernstige virusziekten zoals ebola-, lassa- en marburgkoorts. (3) Meningitis ten gevolge van Haemophilus influenza serotype b. (4) Protozoaire besmettingen van het centrale zenuwstelsel. (5) Rickettsiosen, andere dan vlektyfus. (6) Elk gastro-enteritisincident dat ten minste 3 gevallen telt in dezelfde leefgemeenschap en in1 week wordt veroorzaakt door dezelfde kiem.
Tabel 3: Overzichtstabel meldingen infectieziekten aan de provinciale gezondheidsinspectie. Vlaams Gewest, 1994 - 1998.
Aantal inwoners (in miljoen) GROEP A
GROEP B
GROEP C
Collectieve Aandoeningen
Botulisme Febris recurrens Hondsdolheid Malaria (1) Pest Poliomyelitis Hemorragische koorts (2) Vlektyfus Brucellose Buiktyfus Cholera Difterie Gele koorts Hantavirus-infectie Mening. Haemoph. infl.b(3) Legionellose Leptospirose Meningococcose Psittacose Trichinose Tuberculose Gonorroe Hepatitis A Hepatitis B Hepatitis C Kinkhoest Listeriose Miltvuur Protozoaire besm. c.z.s. (4) Rickettsiose (5) ScabiĂŤs Shigellose Syfilis Tetanus Gastro-enteritis (> 2 g.) (6) ScabiĂŤs VTI
1998 5,9
1997 5,9
1
3
1996 5,8
1995 5,8
1994 5,8
1 1
1
5
5 1
2 7 6
202 1
9 5 3 172 1
3 5 7 6 172 9
547 52 174 71 76 14 23
751 42 275 73 93 14 23
2 138 50 18
3 6
5 9
3 11 3
1
4
4 172 6
98 1
613 34 218 125 106 8 26
50 177 68 52 3 8
30 141 51 14 3 1
1 249 50 14 3 24
2 125 64 30 3 26
1 81 31 10
31
3 220 54 13 1 40
15 26
16 29
25 24
11 26
14
9
DECREET VAN 05 APRIL 1995 Indeling Groep A: Groep B: Groep C:
in functie van afnemende urgentiemaatregelen aan te geven door elke arts en elk laboratorium binnen de 24 uur. aan te geven door elke arts en elk laboratorium binnen de 48 uur. aan te geven door elke arts binnen de 48 uur.
(1) Malaria waarbij vermoed wordt dat de besmetting op het Belgische grondgebied gebeurde. (2) Hemorragische koortsen en andere ernstige virusziekten zoals ebola-, lassa- en marburgkoorts. (3) Meningitis ten gevolge van Haemophilus influenza serotype b. (4) Protozoaire besmettingen van het centrale zenuwstelsel. (5) Rickettsiosen, andere dan vlektyfus. (6) Elk gastro-enteritisincident dat ten minste 3 gevallen telt in dezelfde leefgemeenschap en in1 week wordt veroorzaakt door dezelfde kiem.
4. Bespreking Ziekten uit de groep A Botulisme In augustus 1998 was er een melding van een botulisme-intoxicatie met C. botulinum type B bij een 39-jarige vrouw. Tijdens haar vakantie in Spanje (Gijón-Asturië) intoxiceerde ze zich via het eten van olijven in een restaurant. Ze ontwikkelde een matig ernstig neurologisch ziektebeeld waarvoor ze in België met antitoxines behandeld werd. De diagnose werd gesteld op basis van het klinisch beeld en de aanwezigheid van toxines in de feces. In Spanje zelf werden nog 6 andere gevallen gediagnosticeerd. Alle hadden ze van de olijven gegeten die in blik verkocht waren. Ze bleken een te laag zoutgehalte en een te hoge pH te hebben wat resulteerde in een groei van C. botulinum. Na behandeling regresseerden de neurologische symptomen in belangrijke mate. Botulismemeldingen blijven zeldzaam. In 1997 waren er drie gevallen in West-Vlaanderen na het eten van ambachtelijk gezouten en gerookte ham. Malaria Bij een 47-jarige man die werkte op de luchthaven van Oostende werd een dubbelinfectie met Plasmodium falciparum en Plasmodium vivax vastgesteld. De diagnose berustte op het aantonen van de parasieten in het bloed. Deze man was gedurende de laatste 20 jaar niet meer op reis geweest. Hoogst waarschijnlijk is hij besmet geworden op de luchthaven door anophelesmuggen die afkomstig waren uit Afrika via vrachtvervoer.
Ziekten uit de groep B Brucellose In totaal werden er 3 brucellosegevallen gemeld. • Een 16-jarig meisje uit Limburg werd vermoedelijk besmet na het eten van niet-gepasteuriseerde geitenkaas. Deze kaas werd vanuit Turkije in België geïmporteerd. De diagnose werd microbiologisch bevestigd op basis van het aantonen van antistoffen. • Bij een 70-jarige gepensioneerde man uit Antwerpen stelde men op serologische basis de diagnose. Een kiem kon niet teruggevonden worden en ook de bronopsporing bleef onduidelijk. • Het derde geval ten slotte was een brucellose bij een 40-jarige vleesuitsnijder die zich vermoedelijk via zijn beroepsactiviteiten besmette. Buiktyfus In totaal zijn er 6 gevallen gemeld. Het ging hier telkens om importinfecties. De diagnose werd telkens gesteld op basis van hemocultuur. Landen van besmetting waren Pakistan, India, Indonesië en Algerije. De leeftijd van de patiënten varieerde van 10 tot 44 jaar. Legionellose In totaal werden 14 gevallen gemeld waarbij er 5 door cultuur werden geconfirmeerd en 9 waarvan de diagnose op serologische basis in associatie met het klinisch beeld en de besmettingsomstandigheden werd gesteld (zie tabel 4 en figuur1). De leeftijd van de patiënten varieerde van 40 tot 91 jaar. Twee patiënten overleden aan de gevolgen van de infectie. Twee besmettingen konden met het buitenland geassocieerd worden (Turkije en Italië); drie patiënten kwamen uit eenzelfde rusthuis waar in de waterleidingen legionellakiemen gevonden werden. Na het onderzoek is een decontaminatiemodel opgestart bestaande uit chloreren, spuien, opdrijven van de temperatuur van het water in de leidingen en reinigen.
Tabel 4: Gemelde legionellosegevallen in Vlaanderen 1998.
Nr Meldingsdatum Provincie Geslacht Leeftijd Woonplaats
Diagnose
Bron
Evolutie
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14
cultuur serologie serologie serologie cultuur cultuur cultuur serologie serologie serologie serologie serologie serologie cultuur
? ? bejaardentehuis bejaardentehuis ? hotel ItaliĂŤ ? ? ? ? ? bejaardentehuis ? hotel Turkije
Genezen Genezen Overleden Genezen Overleden Genezen Genezen Genezen Genezen Genezen Genezen Genezen Genezen Genezen
jan. jan. april april april april april mei mei mei juni juli okt. dec.
Antw. Antw. Vl-Brab. Vl-Brab. Antw. Vl-Brab. Vl-Brab. Antw. Limb. Antw. O-Vl. Vl-Brab. Vl-Brab. Vl-Brab.
vr. man vr. vr. man vr. man man vr. man vr. vr. man man
40 68 91 91 47 43 85 66 73 42 83 90 78 52
Antwerpen Kontich Halle Halle Antwerpen Leuven Leuven Turnhout Tongeren Geel Gent Halle Leuven Leuven
Figuur 1: Legionellose 1995 - 1998.
14 12 10 8 6 4 2 0
1995
1996
1997
1998
Meningokokkeninfecties Voor 1998 werden in totaal 202 gevallen gemeld. Voor wat de evolutie over de jaren en de spreiding over de verschillende provincies betreft, verwijzen we naar tabel 5 en figuur 2. Tabel 5: Meldingen van meningokokkeninfecties in Vlaanderen Provincie Ant. Aantal inw. 1.630.000 1990 18 1991 19 1992 21 1993 48 1994 48 1995 55 1996 51 1997 63 1998 69
Lim. 770.000 7 3 8 10 8 16 15 23 28
O-Vl. 1.340.000 7 6 15 16 12 28 24 31 38
Vl.-Brabant 990.000 6 7 17 9 13 27 24 24 16
W-Vl. 1.120.000 7 4 13 8 19 46 58 31 51
Totaal 5.850.000 45 39 74 91 100 172 172 172 202
De toename situeerde zich vooral in de provincies West-Vlaanderen en Antwerpen. De huidige cijfers zijn vergelijkbaar met de epidemische verheffing van 1970. De gevallen deden zich vooral voor bij kinderen onder de 5 jaar en bij adolescenten. Deze ziekte kende een belangrijke letaliteit. Figuur 2: Meningokokkeninfecties per provincie. Antwerpen
Limburg
Oost-Vlaanderen
Vl.-Brabant
West-Vlaanderen
250 200 150 100 50 0 1995
1996
1997
1998
Psittacose De serologische diagnose voor ornithose werd gesteld bij een 68-jarige duivenmelker. Tuberculose Van tuberculose zijn 547 actieve gevallen geregistreerd, dit t.o.v. 751 in 1997. Dit levert een incidentie op van 9,2 per 100.000 inwoners. De incidentie bij de niet-Belgen was zesmaal hoger dan bij zieken met een Belgische nationaliteit. Tbc concentreert zich in de grote steden: Antwerpen, Oostende, Leuven, Gent en Mechelen. Tbc komt tweemaal meer voor bij mannen dan bij vrouwen. Hierbij is tbc vooral een ziekte van personen met een hogere leeftijd (>65 jaar). Bij niet-Belgen treft de ziekte ook jonge volwassenen. Driekwart van de gevallen doet zich voor als respiratoire tbc waarvan 50% besmettelijk is. 12% van de gevallen behoort tot de zogenaamde risicogroepen (asielzoekers, gevangenen, gemarginaliseerde personen en drugsspuiters).
Ziekten van groep C Gonorroe T.o.v. 1997 is het aantal meldingen van deze ziekte toegenomen van 42 naar 52. De verklaring hiervoor schuilt waarschijnlijk in de aangifte. Hepatitis A In totaal zijn er 174 gevallen gemeld. Dit is duidelijk slechts een fractie van het totaal aantal nieuwe gevallen. De meldingen hebben hoofdzakelijk betrekking op clusters die verband houden met scholen en crèches. Hepatitis B De 71 gemelde gevallen zijn vergelijkbaar met het aantal van 1997. Ook hier geldt dat de cijfers niet volledig zijn. Risicofactoren voor hepatitis B blijven onveilige seks en intraveneus druggebruik. Hepatitis C Van hepatitis C zijn er 76 gevallen gemeld. Hetzelfde geldt voor deze aandoening. Enerzijds is er sprake van een onderschatting en anderzijds zijn de risicogroepen vergelijkbaar met hepatitis B. Vooral IV-druggebruik ligt aan de basis van de gemelde gevallen.
Kinkhoest Van kinkhoest zijn er 14 gevallen gemeld. De meeste gevallen (11) komen voor in de provincie Antwerpen. De leeftijd bij de patiënten wisselt van 1 maand tot 52 jaar. Niet alle gevallen zijn microbiologisch geconfirmeerd. Voor 4 gevallen is er sprake van een positieve cultuur, voor de overige gevallen stelde men de diagnose op basis van de combinatie kenmerkend klinisch verloop en afwijkende serologie. Bij geen enkel gemeld geval vermeldt men een correcte vaccinatie in de voorgeschiedenis. Er zijn geen overledenen gerapporteerd (zie figuur 3). Figuur 3: Kinkhoestmeldingen 1995 - 1998.
14 12 10 8 6 4 2 0 1995
1996
1997
1998
Listeriose Qua bronopsporing blijft listeriose een moeilijke aandoening. De lange incubatieperiode, het relatief aspecifieke ziektebeeld en de factor immuundeficiëntie maken het erg moeilijk om een duidelijke besmettingsbron in kaart te brengen. Er zijn geen structurele bronnen aangetoond. Scabiës In totaal waren er 138 scabiësmeldingen. Dit resulteerde in 15 clusters (zie tabel 6 en figuur 4). Deze deden zich voor in bejaardentehuizen, kinderdagverblijven, scholen, RVT’s en psychiatrische instituten. De aanpak van scabiës omvat tal van elementen waaronder bronopsporing, inventarisatie, collectieve behandeling, sanitaire maatregelen en communicatie. Het aantal betrokkenen varieerde van 2 tot 150 personen. Figuur 4: Collectieve scabiësclusters per provincie.
10 8 6 4 2 0 Antwerpen
Limburg
VlaamsBrabant
OostVlaanderen
WestVlaanderen
Tabel 6: Collectieve scabiësmeldingen in Vlaanderen 1998.
Nr.
Maand melding
1 februari 2 maart 3 maart 4 april 5 mei 6 juni 7 juli 8 september 9 oktober 10 oktober 11 oktober 12 oktober 13 oktober 14 oktober 15 november
Prov.
Plaats
Aantal personen
Lokatie
Diagnose bevestigd
Maatregelen
Antw. Limb. Antw. Antw. Antw. Antw. Limb. Antw. Antw. Antw. Antw. Limb. O-Vl. W-Vl. Antw.
Antw. Hasselt Antw. Antw. Antw. Antw. Bilzen Antw. Antw. Antw. Antw. Hasselt Gent Brugge Antw.
12 2 10 12 10 10 150 12 4 17 10 12 13 14 15
RVT Kinderdagverblijf Rustoord Rustoord Rustoord Rustoord Rustoord Rustoord School School RVT Psy. Inst. Bejaardentehuis Bejaardentehuis Bejaardentehuis
ja ja ja ja ja ja ja ja ja ja ja ja ja ja ja
collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh. collectieve beh.
Shigellose Van shigellose werden er 50 gevallen gemeld. Dit is vergelijkbaar met de 54 meldingen in 1997. Syfilis T.o.v. 1997 zijn er 5 extra meldingen. Dit brengt het totaal op 18. Hiervan hebben er 14 betrekking op primaire syfilis en 4 op een secundaire syfilis. Rickettsiose Bij een 39-jarige man uit Antwerpen werd de vermoedelijke diagnose gesteld van een rickettsiose veroorzaakt door een besmetting met Rickettsia mooseri. Half december vertoonde hij een koortsig ziektebeeld dat vergezeld ging van een maculonodulaire uitslag ter hoogte van de rechtervoorarm en rechterflank. Vervolgens ontwikkelde hij een uitgesproken cervicale adenopathie, waarbij gedacht werd aan een lymfoom. Het anatomopathologisch onderzoek wees op een infectieuze reactie. Microbiologische culturen waren negatief en het serologisch onderzoek (Weil-Felix) was verdacht. Met immunofluorescentieonderzoek werd een titer van 1/ 320 genoteerd. Zekerheid kan maar gegeven worden na een tweede titerbepaling in een nieuw staal. Rickettsiosen blijven bij ons vrij zeldzaam. De orde van grootte bedraagt enkele per jaar. De R. mooseri wordt overgedragen via rattenvlooien (Xenopsylla cheopis) die bij de mens kunnen terechtkomen na direct of indirect contact met ratten of andere knaagdieren. Zonder te spreken over direct manueel contact vermeldde de patiënt dat hij in de omgeving van zijn woning ten gevolge van renovatiewerken contact had met ratten. Zowel het klinisch beeld als de laboratoriumvaststellingen en besmettingsomstandigheden wezen in de richting van een rickettsiose. Q-fever Bij een dierenarts in het arrondissement Tielt stelde men op serologische basis de diagnose van Q-fever. De patiënt liep een atypische pneumonie op . Het brononderzoek verwees naar een mogelijke bron op het niveau van het slachthuis of op een besmetting in het kader van contact met runderen. Voedselinfecties In totaal zijn er 26 groepsmeldingen gebeurd (zie figuur 5 en tabel 7). Rauwe eierproducten die onder een of andere vorm verbruikt worden, liggen veelal aan de basis van de infectie. Een infectie met Salmonella typhimurium DT 104 van rosbief besmette 60 personen in een Antwerps bejaardentehuis.
Tabel 7: Gemelde collectieve voedseltoxi-infecties in Vlaanderen 1998. Nr.
Maand Prov.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26
jan. jan. feb. feb. apr. mei jun. jul. jul. aug. aug. aug. aug. sep. sep. sep. sep. sep. sep. okt. okt. okt. okt. nov. nov. dec.
A'pen O-Vl. A'pen A'pen A'pen Vl-B. A'pen Lim. A'pen A'pen A'pen A'pen Lim. W-Vl. W-Vl. A'pen A'pen A'pen Lim. A'pen A'pen W-Vl. Lim. A'pen O-Vl. A'pen
Aantal Leeftijd Besmettingspla Kiem personen ats 20 20-50 Stafyl. aureus Bedrijf 20 4-80 Salmonella species Bakkerij 6 7-72 Salmonella enteritidis Gezin 7 6-80 Salmonella species Restaurant >3 3-8 onbekend Restaurant 5 ? Salmonella species Gezin 52 20-60 Salmonella enteritidis Restaurant 5 20-60 Salmonella enteritidis ? 12 34-52 Salmonella enteritidis Gezin 23 33-53 Salmonella enteritidis Gezin 10 24-32 Salmonella enteritidis Gezin 13 11-24 onbekend Gezin 3 40-60 Salmonella enteritidis Gezin 6 40-60 onbekend Gezin >3 40-60 onbekend Slagerij >3 40-45 onbekend Restaurant 22 12-80 Salmonella enteritidis Restaurant 13 60-92 Salmonella species Restaurant 10 ? Salmonella species Gezin >3 ? Salmonella enteritidis Gezin 20 12-34 Salmonella Restaurant 3 12-22 Onbekend Gezin 18 40-60 Bejaardentehuis Clostridium perfringens 60 61-89 Salmonella typhimurium Tehuis 24 ? Salmonella species Restaurant 119 20-60 Salmonella enteritidis Bedrijf
Voedsel Mayonaise Ei Ijs Kip Aardappelpuree Ijs Ei/chocomousse ? Ei Chocomousse Chocomousse Chocomousse Roomsoes Gehakt Gehakt Vis Ijstaart Vis Filet américain Dessert Nasi ? Filet américain Rosbief Ei Aardappelpuree
Figuur 5: Collectieve voedselinfecties 1995 - 1998.
30 25 20 15 10 5 0
1995
1996
1997
1998
5. Besluit Het wettelijk verplicht meldingssysteem is een onderdeel van het surveillancemodel van infectieziekten in Vlaanderen naast onder meer het aids-register en sommige aandachtsgebieden binnen de werking van de huisartsenpeilpraktijken. Het registratieaspect binnen het meldingssysteem zal naar de toekomst toe verder uitgebreid worden door integratie van de opvolgingsmaatregelen en een onderscheid tussen vermoedelijke en bewezen gemelde ziektegevallen. Op Europees vlak zal ook naar een early warning system gewerkt worden voor meldingen van ziekten die een epidemiologisch belang kunnen hebben dat grensoverschrijdend is. Deze bijdrage tot het rapport “Gezondheidsindicatoren 1998”is een onderdeel van de globale rapportering over de wettelijk verplichte aangifte van infectieziekten, samen met het maandelijks verslag van gemelde infectieziekten, het tweemaandelijks "Epidemiologisch Bulletin" van de Vlaamse Gemeenschap en het jaarverslag "Meldingen Infectieziekten". Deze documenten zijn op eenvoudige vraag bij de gezondheidsinspectie van de administratie Gezondheidszorg verkrijgbaar.
Epidemiologie van mazelen en bof, anno 1998. Resultaten van de huisartsenpeilpraktijken. Van Casteren V. Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid - Louis Pasteur, afdeling Epidemiologie - Brussel
1. Inleiding Gewoontegetrouw wordt er jaarlijks vanuit de huisartsenpeilpraktijken gerapporteerd over de epidemiologie van mazelen en bof. Deze informatie is immers nuttig bij de evaluatie van het vaccinatiebeleid en sluit hierdoor aan bij doelstelling 5 van de Vlaamse gezondheidsdoelstellingen 1998-2002, nl. dat in het jaar 2002 de preventie van infectieziekten op significante wijze moet worden verbeterd. Sedert 1982 registreert het netwerk van de huisartsenpeilpraktijken, als enige informatiebron, alle nieuwe gevallen van mazelen en van bof (voor deze laatste met een onderbreking tussen 04/01/1988 en 31/12/1990) gezien in de praktijk van de deelnemende artsen en gediagnosticeerd op klinische basis. In de “Gezondheidsindicatoren 1997”werd aangetoond hoe beide infectieziekten in de loop van de periode 1982-1997 duidelijk terrein verloren en werd de verschuiving van de gevallen naar adolescenten geïllustreerd (1). In de hierna beschreven resultaten worden de gegevens van 1998 mee opgenomen. Aangezien het jaarlijks absoluut aantal geregistreerde gevallen zeer klein is geworden, zijn in onderstaande tabellen en figuren de gegevens van 1997 en 1998 geaggregeerd.
2. Materiaal en methoden In 1998 namen 72 peilpraktijken in het Vlaams Gewest deel aan de registratie. De artsen waren representatief voor de huisartsen in Vlaanderen wat leeftijd en geslacht betreft en homogeen verdeeld over het Vlaams Gewest. De noemer (peilpopulatie) werd geschat op basis van het aantal consultaties en huisbezoeken in de praktijk van de deelnemende artsen. In 1998 bedroeg de peilpopulatie in het Vlaams Gewest 91.058 inwoners of 1,5% van de algemene bevolking. Leeftijd, geslacht, verwikkelingen, hospitalisatie en vaccinatietoestand werden genoteerd voor elk geval van mazelen of bof. De betrouwbaarheidsintervallen voor de incidentiecijfers werden berekend ervan uitgaande dat de gevallen een Poissonverdeling volgen.
3. Resultaten 3.1. Mazelen De incidentie van mazelen in Vlaanderen daalde significant (P<0,01) van 36/100.000 inw. (BI: 25-50) in 1997 naar 10/100.000 inw. (BI: 5-19) in 1998. De incidentie voor de periode 1997-1998 was significant (P<0,05) hoger in Wallonië dan in Vlaanderen, zoals onderstaande tabel aantoont. Tabel 1: Incidentie van mazelen /100.000 inw. in Vlaanderen en Wallonië.
1982 - 1983 1984 - 1986 1987 - 1990 1991 - 1993 1994 - 1996 1997 - 1998
Inc./100.000 inw. Vlaanderen
Inc./100.000 inw. Wallonië
714 (654 ; 775) 367 (332 ; 399) 79 (65 ; 87) 76 (64 ; 85) 87 (76 ; 97) 23 (17 ; 31)
1281 (1147 ; 1419) 519 (465 ; 568) 252 (217 ; 277) 102 (79 ; 125) 134 (112 ; 153) 40 (27 ; 57)
(;) 95%-betrouwbaarheidsinterval
Het percentage mazelengevallen van 15 jaar en ouder bedroeg in de periode 1997-1998 in Vlaanderen 44,2%, wat significant (P<0,05) hoger is dan het percentage in de periode 1994-1996 (27,8%). In Wallonië bedroeg dit percentage in 1997-1998 slechts 10,0%, wat significant (P<0,01) lager is dan in Vlaanderen.
Figuur 1: Leeftijdsverdeling van de mazelengevallen in Vlaanderen en Wallonië, vergelijking tussen de periode 1997 - 1998 en voorgaande perioden.
% 50
VLAANDEREN
40
30
20
10
0 N=541 1982-1983 N=345
0
N=210 1991-1993 N=116
N=263 1994-1996 N=153
N=43 1997-98 N=30
10
20
30
40
WALLONIE 50 %
< 1 jaar
1-4 jaar
5-9 jaar
10-14 jaar
15-19 jaar
> 19 jaar IHE/GJ SEM12_ M2
3.2. Bof De incidentie van bof in Vlaanderen daalde significant (P<0,05) van 54/100.000 inw. (BI: 40-71) in 1997 naar 32/ 100.000 inw. (BI: 21-46) in 1998. De incidentie voor de periode 1997-1998 was vergelijkbaar tussen beide gewesten, zoals wordt geïllustreerd in onderstaande tabel. Tabel 2: Incidentie van bof /100.000 inw. in Vlaanderen en Wallonië.
1982 - 1983 1984 1985 - 1987 1991 - 1993 1994 - 1996 1997 - 1998
Inc./100.000 inw. Vlaanderen
Inc./100.000 inw. Wallonië
548 (490 ; 596) 431 (378 ; 480) 210 (181 ; 230) 135 (121 ; 148) 66 (57 ; 76) 43 (34 ; 54)
1103 (975 ; 1226) 719(615 ; 788) 369 (326 ; 412) 198(167 ; 219) 168 (142 ; 188) 53 (38 ; 73)
(;) 95%-betrouwbaarheidsinterval
Het percentage bofgevallen van 15 jaar en ouder bedroeg in Vlaanderen in de periode 1997-1998 30,0% en was vergelijkbaar met dat van de periode 1994-1996 (22,0%). In Wallonië liep het betreffende percentage op van 11,7% in 1994-1996 naar 30,0% (P<0,01) in 1997-1998.
Figuur 2: Leeftijdsverdeling van de bofgevallen in Vlaanderen en Wallonië, vergelijking tussen de periode 1997 - 1998 en voorgaande perioden.
% 50
VLAANDEREN
40
30
20
10
0 N=413 1982-1983 N=302
0
N=381 1991-1993 N=226
N=200 1994-1996 N=205
N=80 1997-98 N=40
10
20
30
40
WALLONIE 50 %
< 1 jaar
1-4 jaar
5-9 jaar
10-14 jaar
15-19 jaar
> 19 jaar
IHE/GJ SEM12_ B2
4. Bespreking Er kan worden besloten dat de incidentie van zowel mazelen als bof in Vlaanderen en in Wallonië verder daalt. De incidentie van mazelen ligt nog wel significant hoger in Wallonië. De gegevens illustreren de verschuiving van de gevallen naar oudere leeftijdsgroepen en bieden een argument voor de inhaalvaccinatie tussen 12 en 18 jaar. Er dient nogmaals op gewezen te worden dat de gegevens van mazelen en bof geregistreerd door de peilpraktijken uitsluitend betrekking hebben op de gevallen gezien in de huisartsenpraktijk en gediagnosticeerd op klinische grond. De voorgestelde incidentiecijfers moeten dan ook worden gezien als een indicator van de reële incidentie. Het verdient aanbeveling deze gegevens aan te vullen met resultaten van uitbraakonderzoeken, en ze te plaatsen naast informatie over de vaccinatiegraad. Uit een recent gehouden enquête blijkt dat de vaccinatiegraad voor MBR bij kinderen van 18-24 maanden in Vlaanderen slechts 83% bedraagt, wat onvoldoende is om de transmissie te blokkeren (2). Verdere inspanningen om de vaccinatiegraad te verhogen, dienen dus te worden geleverd, met in aansluiting hierop een voortzetting van de epidemiologische surveillance van beide infectieziekten. Of dit nog kan gebeuren door de peilpraktijken is erg twijfelachtig: het absoluut aantal geregistreerde gevallen op jaarbasis is te klein geworden om betrouwbare uitspraken te kunnen doen. Er dient dan ook in de nabije toekomst naar een ander surveillancesysteem te worden uitgekeken.
5. Literatuur 1. Van Casteren V: Epidemiologie van mazelen en bof door de Huisartsenpeilpraktijken, anno 1998. Resultaten van de Huisartsenpeilpraktijken. Gezondheidsindicatoren 1997. Ed. Aelvoet W, Fortuin M, Hooft P, Vanoverloop J. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, 1997. 2. Vellinga A, Depoorter AM, Van Damme P: Vaccinatiegraad in Vlaanderen 1999. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap.
Analyse van de vaccinatiegraad van een MST/CLB-populatie Devos C. MST Marialand, Gent
Samenvatting Het registreren van de vaccinatiestatus van schoolgaande jongeren is één van de taken van het huidige MST. Deze registratie omvat zowel de vaccinaties intern toegediend door de MST-arts als deze toegediend door een externe arts. De vaccinatiegraad van jongeren voor klassikaal aangeboden en volledig gesubsidieerde inentingen (difterie - tetanus, mazelen - bof - rubella, polio) ligt beduidend hoger dan de vaccinatiegraad (hepatitis B voor 12-jarigen) tot september ’99 enkel via verwijzing naar de behandelende arts toegediend. Voor geen enkele vaccinatie werd echter de door het CLB-decreet vooropgestelde norm qua vaccinatiegraad bereikt. Het concretiseren van de “samenwerkingsnota”, totstandgekomen tussen de Wetenschappelijke Vereniging voor Vlaamse Huisartsen en de Vlaamse Wetenschappelijke Vereniging voor Jeugdgezondheidszorg, is noodzakelijk om een vaccinatiegraad van 95% te bekomen.
1. Inleiding Op 1 januari 1998 werd een nieuw besluit van de Vlaamse regering van kracht tot wijziging van het besluit van 31 juli 1991 inzake gezondheidspromotie. Bijzondere aandacht wordt hierin besteed aan een optimale dienstverlening aan de bevolking via het vastleggen van lokale gezondheidsnetwerken (Logo). Deze hebben onder andere als opdracht de implementatie van gezondheidspromotie op basis van de doelstellingennota van de Vlaamse minister (2). Eén van deze vijf Vlaamse gezondheidsdoelstellingen die meetbaar is en prioritair uitgevoerd moet worden, is de preventie van infectieziekten, die in het jaar 2002 op significante wijze verbeterd moet zijn. Het MST behoort tot de instanties die actief zijn in de preventieve gezondheidszorg. Zowel door de huidige wetgeving (1) als door het op 1 september 2000 in werking tredend decreet van 1 december 1998 betreffende de centra voor leerlingenbegeleiding (4) wordt het CLB verplicht profylactische maatregelen te nemen ten overstaan van leerlingen en schoolpersoneel om de verspreiding van overdraagbare ziekten tegen te gaan (4 - art. 9). In de uitvoeringsbesluiten van dit decreet staat vermeld dat het CLB toezicht houdt op de vaccinatiestatus van alle begeleide leerlingen volgens het vaccinatieschema, bepaald door de Vlaamse minister bevoegd voor het gezondheidsbeleid (3 - art. 19). Het centrum dient deze vaccinaties toe op voorwaarde dat hiertoe schriftelijke toestemming werd verkregen (3 - art. 20). Het centrum streeft ernaar een vaccinatiegraad van minimaal 95% te halen bij de leerlingen die het begeleidt, teneinde een volledige uitroeiing van sommige besmettelijke ziekten te realiseren (3 - art. 22).
2. Materiaal en methode De onderzoekspopulatie bestaat uit 9.738 leerlingen, geboren tussen 1996 en 1979, die in het schooljaar 1998 - 1999 ingeschreven zijn in onderwijsinstellingen aangesloten bij het Centrum voor Medisch Schooltoezicht “Marialand�, Gent onderwijs (tabel 1). Het betreft 983 kleuters uit het gewoon en 143 kleuters uit het buitengewoon onderwijs, 2.250 kinderen uit het basisonderwijs en 663 kinderen uit het buitengewoon basisonderwijs, 5.432 leerlingen uit het algemeen, beroeps-, kunst- en technisch secundair onderwijs , 176 leerlingen uit het buitengewoon secundair onderwijs en 91 leerlingen uit het deeltijds onderwijs. De vaccinatiegegevens, zo volledig mogelijk ingevuld in het individuele vaccinatieschema aan de hand van de beschikbare gegevens, worden minstens om de 2 jaar schriftelijk ter aanvulling voorgelegd aan de ouders. Gelijktijdig wordt hun een advies verschaft betreffende eventuele (inhaal)vaccinaties, naar keuze toe te dienen door de schoolarts of een eerstelijnsarts. Tabel 1: Samenstelling leerlingenpopulatie en onderzochte subpopulatie.
totaal
Vlaamse gemeenschap samenstelling populatie MST Marialand gewoon onderwijs buitengewoon onderwijs deeltijds onderwijs totaal samenstelling subpopulatie % van Vlaamse populatie
kleuterlager secundair onderwijs onderwijs onderwijs
1.113.500 100,00%
247.520 22,23%
424.110 38,09%
441.870 39,68%
8665 982 91 9.738 100,00%
983 143
2.250 663
1.126 11,67%
2.913 30,20%
5.432 176 91 5.699 58,13%
0,87%
0,45%
0,69%
1,27%
3. Resultaten Tabel 2: Vaccinatiegraad volgens geboortejaar: algemeen overzicht 1979 - 1996. geboortejaar 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
aantal 235 436 1045 988 786 768 697 796 543 461 476 473 465 413 365 337 323 53
polio 4
dite 5
MBR 2
tetanus 1
hepat-B 1 hepat-B 2 hepat-B 3
%
%
%
%
%
%
%
26,81 37,16 57,13 58,7 60,31 67,71 54,95 79,02 72,01 73,97 79,2 85,41 87,31 83,29 76,16 1,78 0,62 1,89
35,32 48,17 64,59 62,85 65,90 68,75 70,59 78,02 71,27 70,50 77,52 85,41 87,31 83,05 75,89 0,59 0,31 1,89
8,09 11,01 9,57 16,90 29,64 83,59 86,08 86,43 73,85 1,95 0,63 0,21 0,43 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00
72,77 74,31 82,30 77,23 74,81 68,62 13,92 6,78 4,24 1,08 0,84 1,90 0,22 0,24 0,55 0,00 0,00 0,00
28,94 22,71 10,53 7,69 2,04 6,25 11,91 18,84 7,55 3,04 3,36 7,82 3,66 6,54 9,59 3,86 22,91 16,98
28,09 21,56 9,47 6,68 1,91 5,73 10,19 17,71 7,18 2,82 3,36 7,19 2,58 5,08 7,95 3,56 22,29 16,98
27,23 21,33 9,09 5,77 1,53 5,34 8,18 13,82 6,08 2,39 2,94 6,34 2,37 4,36 6,03 3,26 18,58 16,98
De in het bestand opgenomen populatie (9.738 leerlingen) vertegenwoordigt 1,11% van de totale Vlaamse schoolgaande bevolking binnen deze leeftijdsgroep (1.083.676 ingeschreven leerlingen in ditzelfde schooljaar (7)). De samenstelling binnen de onderzochte populatie bedraagt 2,19% van de kinderen die kleuteronderwijs volgen, 1,46% van de leerlingen ingeschreven in het lager onderwijs en 0,75% van de leerlingen ingeschreven in het secundair onderwijs (10). Uitgaande van deze gegevens menen we te mogen stellen dat de bekomen vaccinatiegraad voor inentingen, hoofdzakelijk toegediend aan een bepaalde leeftijdsgroep (dite 5 - MBR 2 polio 4 - tetanus 1 en hepatitis B), representatief is voor de Vlaamse schoolgaande bevolking binnen deze leeftijdsgroep. De datakwaliteit van de volledige vaccinatiestatus voor de hoogste leeftijdsgroep (leerlingen uit de derde graad van het secundair onderwijs, geboren vóór 1984) is niet relevant, gezien er binnen die leeftijdsklasse een grote instroom is van leerlingen afkomstig uit andere scholen. Het invullen en doorgeven van een volledige vaccinatiestatus gebeurt op die leeftijd door leerlingen (en ouders) minder zorgvuldig, hetzij omdat de gegevens niet meer vlot terug te vinden zijn of omdat het opzoeken van oude(re) gegevens mogelijk als minder relevant ervaren wordt. Het opvragen van het (niet-gestandaardiseerde) medische dossier resulteert ook niet steeds in een correctere weergave van de vaccinatiedata. De resultaten werden ingebracht door artsen en verpleegkundigen van de MST-equipe.
4. Bespreking Polio 4: (tabel 3) deze vaccinatie wordt schriftelijk bevraagd en aanbevolen aan de ouders van kinderen in de derde kleuterklas. Mits schriftelijke toestemming van de verantwoordelijke ouder/voogd wordt het kind in de klas ingeënt. Deze activiteit wordt meestal door de leerkracht gekaderd binnen een project rond “het bezoek aan/van de dokter”. In het daaropvolgend 1ste leerjaar wordt de vaccinatiestatus opnieuw bekeken en wordt schriftelijk de mogelijkheid tot inenting door school- of eerstelijnsarts opnieuw aanbevolen. Voor het schooljaar ’98 - ’99 betreft het de cohorte geboren tussen 1993 - 1991. De bekomen vaccinatiegraad loopt op van 76 tot 87% na aanmaningen. Deze laatste vaccinatiegraad correleert met de gewenste vaccinatiegraad om verdere transmissie te blokkeren, die ligt tussen 80 - 85% (5). Tabel 3: Vaccinatiegraad volgens geboortejaar voor polio 4.
1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
aantal
polio 4 (%)
235 436 1045 988 786 768 697 796 543 461 476 473 465 413 365 337 323 53
26,81 37,16 57,13 58,7 60,31 67,71 54,95 79,02 72,01 73,97 79,2 85,41 87,31 83,29 76,16 1,78 0,62 1,89
polio 4(%)
vaccinatiegraad
geboortejaar
100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 1975
1980
1985
1990
1995
2000
geboortejaar
Dite 5 : (tabel 4) de procedure voor vaccinatie verloopt gelijktijdig en parallel aan deze voor polio 4. Eenzelfde doelgroep wordt op eenzelfde moment en op eenzelfde wijze benaderd. Voor het schooljaar ’98 - ’99 betreft het eveneens de cohorte geboren tussen 1993 - 1991. De bekomen vaccinatiegraad bedraagt 75 tot 87%. De gewenste vaccinatiegraad om verdere transmissie te vermijden, bedraagt voor difterie 80 - 85% en voor tetanus 100% (5).
Tabel 4: Vaccinatiegraad volgens geboortejaar voor dite 5.
1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
aantal
dite 5 (%)
235 436 1045 988 786 768 697 796 543 461 476 473 465 413 365 337 323 53
35,32 48,17 64,59 62,85 65,90 68,75 70,59 78,02 71,27 70,50 77,52 85,41 87,31 83,05 75,89 0,59 0,31 1,89
dite 5 (%)
vaccinatiegraad
geboortejaar
100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 1975
1980
1985
1990
1995
2000
geboortejaar
MBR 2 : (tabel 5) het nut van een 2de herhalingsinenting tegen mazelen, bof en rodehond wordt aan de ouders per brief duidelijk gemaakt. De kinderen van het 6de leerjaar (11-12-jarigen) worden er tijdens het medisch periodiek onderzoek en tijdens gezondheidsbevorderende projecten omtrent de puberteit attent op gemaakt. In het 1ste jaar van het secundair onderwijs krijgen de niet-ingeÍnte leerlingen (o.a. frequent wegens overgang van het 5de leerjaar (buitengewoon) basisonderwijs naar het 1ste jaar (beroeps)secundair onderwijs) de mogelijkheid tot inenting. Voor het schooljaar ’98 - ’99 betreft het de cohorte geboren in 1987 - 1986. De gewenste vaccinatiegraad om verdere transmissie te vermijden, bedraagt voor mazelen 97%, voor bof 90 - 92% en voor rubella 85 - 87% (5). De bekomen vaccinatiegraad loopt op tot 86,43%. In de 3de graad (geboortejaar 1983 en ouder) wordt opnieuw de vaccinatiestatus overlopen en worden de leerlingen mondeling en per brief en/of folder aangemaand tot het in orde brengen van de vaccinaties. Gezien de registratie van vroegere gegevens in deze populatie niet correct is, weerspiegelt deze actie zich niet in een procentuele stijging van de vaccinatiestatus. Tabel 5: Vaccinatiegraad volgens geboortejaar voor MBR 2.
1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
aantal
MBR 2 (%)
235 436 1045 988 786 768 697 796 543 461 476 473 465 413 365 337 323 53
8,09 11,01 9,57 16,90 29,64 83,59 86,08 86,43 73,85 1,95 0,63 0,21 0,43 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00
MBR 2 (%) 100 90 80 vaccinatiegraad
geboortejaar
70 60 50 40 30 20 10 0 1975
1980
1985
1990
geboortejaar
1995
2000
Tetanus 1 : (tabel 6) (in werkelijkheid wordt een difterie-tetanus-pro-adulto-vaccin toegediend). Aan de hand van het ingevuld vaccinatieschema worden de ouders/voogd ingelicht over de noodzaak tot herhalingsinenting, die kan gebeuren tijdens het periodiek medisch onderzoek in het 3de jaar van het secundair onderwijs. Voor het schooljaar ’98 - ’99 is dat de cohorte geboren in 1984 - 1983. Tijdens een gepersonaliseerd gesprek in het 5de en 6de jaar (geboortejaar 1982 - 1981) wordt de vaccinatiestatus opnieuw besproken en wordt er zo nodig aangemaand tot inenting. Deze inenting kan door de schoolarts of, na verwijzing, door de eerstelijnsarts worden toegediend. Deze actie weerspiegelt zich in de procentuele verwerking van de gegevens. De bekomen vaccinatiegraad bereikt maximaal 82,3%. De stijging in de vaccinatiegraad bij leerlingen geboren tussen 1987 en 1985 is te verklaren door de aard van het registratiesysteem zelf: een herhalingsinenting tegen klem, toegediend op een leeftijd ouder dan de leeftijd aangeraden voor de dite 5 (5-6-jarigen), bijvoorbeeld ten gevolge van een trauma, wordt geregistreerd als tetanus 1. Een opsplitsing van de vaccinatiegraad naargelang het onderwijstype is momenteel niet mogelijk. Tabel 6: Vaccinatiegraad volgens geboortejaar voor tetanus 1.
1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
aantal
tetanus 1 (%)
235 436 1045 988 786 768 697 796 543 461 476 473 465 413 365 337 323 53
72,77 74,31 82,30 77,23 74,81 68,62 13,92 6,78 4,24 1,08 0,84 1,90 0,22 0,24 0,55 0,00 0,00 0,00
vaccinatiegraad
geboortejaar
tetanus 1 (%) 100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 1975
1980
1985
1990
1995
2000
geboortejaar
Hepatitis B 1, 2, 3 : (tabel 7 ) gedurende 2 à 3 opeenvolgende schooljaren werden leerlingen onder de 13 jaar geadviseerd zich tot de eerstelijnsarts te wenden voor het toedienen van 3 inentingen tegen hepatitis B. De aankoop van het vaccin is duur en de procedure voor gedeeltelijke terugbetaling ingewikkeld. Voor het schooljaar ’98 - ’99 werd de cohorte geboren in 1987 - 1986 schriftelijk gesensibiliseerd aan de hand van een gestandaardiseerde brief, opgesteld door de Vlaamse Wetenschappelijke Vereniging voor Jeugdgezondheidszorg en de Vlaamse regering, en verwezen naar de huisarts. De bekomen vaccinatiegraad bedraagt slechts maximaal 13,82% voor de 3 dosissen. Binnen dezelfde populatie valt een lichte daling van de vaccinatiegraad op te merken naarmate het aantal toe te dienen vaccinatiedosissen toeneemt; deze bedraagt voor leerlingen geboren in 1986, 18,84% voor de eerste inenting, 17,71% voor de tweede en 13,82% voor de derde inenting. De cohorte, geboren in 1984 - 1982, werd in de loop van de 2 voorafgaande schooljaren op een niet-gestandaardiseerde wijze gesensibiliseerd en naar de huisarts verstuurd. De maximale vaccinatiegraad bedraagt 5,77% voor de 3 inentingen. De hogere vaccinatiegraad voor hepatitis B in de oudere cohorte (geboortejaren 1979 - 1981) wordt verklaard door de aanwezigheid van 499 leerlingen uit de vierde graad van het paramedisch onderwijs (29% van de onderzochte 1.716 leerlingen in deze leeftijdscohorte). In het kader van hun opleiding worden die leerlingen sterk gemotiveerd om zich te laten inenten, wordt driemaal klassikaal gelegenheid gegeven om zich door de schoolarts te laten inenten en wordt de inenting volledig gesubsidieerd door het Fonds voor de Beroepsziekten (8) (9). Dezelfde argumentatie geldt voor de lichte stijging van de vaccinatiegraad binnen de leeftijdscohorte 1982 - 1981. Leerlingen van de derde graad verzorging en verpleegaspiranten (210 leerlingen op een populatie van 2.033 leerlingen binnen deze leeftijdscohorte of 10,33%) kunnen genieten van dezelfde reglementering ter bescherming van de veiligheid op het werk. Binnen dezelfde populatie valt een lichte daling van de vaccinatiegraad op te merken naarmate het aantal toe te dienen vaccinatiedosissen toeneemt; deze bedraagt voor leerlingen geboren in 1979, 28,94% voor de eerste inenting, 28,09% voor de tweede en 27,23% voor de derde inenting. De drop-out is bij deze leeftijdsgroep minder uitgesproken dan bij de 12-13-jarigen-cohorte.
Tabel 7: Vaccinatiegraad volgens geboortejaar voor hepatitis B1, 2 en 3.
geboortejaar
code
aantal
hepatitis B 1 (%)
hepatitis B 2 (%)
hepatitis B 3 (%)
1 2 3 4 5 6 7 8 9
235 436 1045 988 786 768 697 796 543 461 476 473 465 413 365 337 323 53
28,94 22,71 10,53 7,69 2,04 6,25 11,91 18,84 7,55 3,04 3,36 7,82 3,66 6,54 9,59 3,86 22,91 16,98
28,09 21,56 9,47 6,68 1,91 5,73 10,19 17,71 7,18 2,82 3,36 7,19 2,58 5,08 7,95 3,56 22,29 16,98
27,23 21,33 9,09 5,77 1,53 5,34 8,18 13,82 6,08 2,39 2,94 6,34 2,37 4,36 6,03 3,26 18,58 16,98
1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 35
vaccinatiegraad
30 25 hepatitis B 1 (%)
20
hepatitis B 2 (%)
15
hepatitis B 3 (%)
10 5 0 1
2
3
4
5
6
7
8
9
geboortejaar
5. Besluiten Niettegenstaande een duidelijke motivatie van het huidige MST-team en een intensieve tijdsinvestering, wordt de door het CLB-decreet vooropgestelde norm van 95%-vaccinatiegraad momenteel niet bereikt. Om deze zorg voor jongeren te optimaliseren en hun weerstand tegen infectieuze ziekten te verhogen, is samenwerking tussen het CLB-team en de huisarts noodzakelijk. Deze complementaire samenwerking wordt geformuleerd in de “samenwerkingsnota”totstandgekomen tussen de Wetenschappelijke Vereniging voor Vlaamse Huisartsen (WVVH) en de Vlaamse Wetenschappelijke Vereniging voor Jeugdgezondheidszorg (VWVJ) (6). Deze nota wil beide sectoren dichter bij elkaar brengen, de complementariteit benadrukken en zo de kansen voor beide vergroten om de zorg voor de jongeren te optimaliseren. Deze samenwerking wordt waar mogelijk en nodig vastgelegd in standaarden (protocollen, guidelines … ). De waarden en principes geformuleerd in de nota, zijn een basis om verder te werken aan een meer omschreven taakverdeling en om de samenwerkingsprotocollen concreet inhoud te geven. Samenwerking met externe diensten (o.a. huisartsenkringen) wordt eveneens in het CLB-decreet benadrukt (4 - art. 6). Zowel uit ondervinding als uit vroegere studie (11) weten we dat correctere en completere data omtrent vaccinaties verzameld worden naarmate de gegevens recenter zijn of de bevraging bij jongere kinderen gebeurt. Daarbij is tevens een degelijke longitudinale opvolging, onafhankelijk van de school en/of het net waar de leerling is ingeschreven, noodzakelijk om over correcte data te beschikken. Een centraal registratiesysteem, toegankelijk voor het volledige medische korps (preventieve diensten, huis- en kinderartsen, urgentiegeneeskunde, … )
is zeker te overwegen. Aanvullend daarbij moeten eenduidige, geactualiseerde richtlijnen aangegeven en opgevolgd worden door alle betrokkenen, zoals ook geformuleerd in de principes van de samenwerkingsnota”totstandgekomen tussen de Wetenschappelijke Vereniging voor Vlaamse Huisartsen (WVVH) en de Vlaamse Wetenschappelijke Vereniging voor Jeugdgezondheidszorg (VWVJ) (6), zie bijlage. De CLB-equipe zal prioriteiten moeten bepalen om haar opdracht “bij te dragen tot het welbevinden van leerlingen nu en in de toekomst”(4 - art. 5) zo goed en efficiënt mogelijk waar te maken.
6. Bijlage Voorbeeld van taakverdeling: vaccinaties Principes Het vaccinatieschema (met inbegrip van inhaalprocedures) wordt door elke arts gestandaardiseerd toegepast. De entstof wordt door de overheid gratis ter beschikking gesteld, ongeacht wie de inenting toedient. Iedereen die ingeënt wordt, krijgt hiervan een attest. De overheid krijgt via welbepaalde kanalen alle geregistreerde gegevens (anoniem) om de vaccinatiegraad van de Vlaamse bevolking te volgen. De schoolgezondheidszorg realiseert en registreert de vaccinaties bij schoolgaanden in samenwerking met de behandelende artsen (huisartsen en kinderartsen). De behandelende artsen en de schoolartsen hebben hierbij een complementaire taak. Uitwerking: 1. Taken voor de artsen binnen de schoolgezondheidszorg: • • • • • •
de ouders op geregelde tijdstippen informeren over de nodige vaccinaties met de vermelding dat men hiervoor ook bij de huisarts terecht kan toedienen van de vaccins na de toestemming van de ouders opvragen van de inentingsdata (bij ouders, andere diensten en behandelende artsen) registreren (geïnformatiseerd en in het dossier) van de inentingsdata, ook van de jongeren die ze niet zelf hebben ingeënt toezicht op de vaccinatiegraad van hun doelgroep met inbegrip van het opsporen, informeren en zo nodig zelf inenten van de “uitvallers”om zo de totale vaccinatiegraad van de populatie op te trekken. doorgeven van de gegevens: · aan de ouders van de toegediende vaccins en op geregelde tijdstippen van alle geregistreerde gegevens. De ouders houden ze bij en laten ze inzien door hun behandelende arts. · aan de behandelende arts en aan andere preventieartsen als die daarom vragen en mits ze de betrokkene onder toezicht hebben · aan de overheid betreffende hun doelgroep, op anonieme wijze: alle geregistreerde gegevens, ook van de jongeren die ze niet zelf hebben ingeënt.
2. Taken voor de huisartsen: • • • • •
de informatie rond de vaccinaties individueel ondersteunen en de ouders stimuleren om hun kinderen te laten inenten, met de vermelding dat men hiervoor ook bij de schoolarts terecht kan, toedienen van de vaccins bij die kinderen waarvan de ouders dat verkiezen; registreren van de inentingsdata in het centraal medisch dossier, ook van de vaccins die ze niet zelf toedienden toezicht op de vaccinatietoestand van hun patiënt, met speciale aandacht voor risicogroepen en met inbegrip van het opsporen en verhelpen van hiaten in het individuele schema. doorgeven van de gegevens: -
aan de ouders: van de toegediende vaccins en op hun vraag alle geregistreerde gegevens. De ouders houden deze gegevens bij en laten ze inzien door o.a. de schoolarts. aan de schoolarts en aan andere behandelende artsen als die daarom vragen en mits ze de betrokkene onder toezicht hebben.
7. Literatuurlijst 1.
Besluiten van de Vlaamse Executieve van 30 juli 1985 betreffende de verplichtingen en de opdrachten inzake medisch schooltoezicht, en houdende de erkenningsvoorwaarden en subsidiĂŤring van equipes en centra voor medisch school toezicht (B.S. 15.11.1985).
2.
Besluit van de Vlaamse regering tot wijziging van het besluit van 31 juli 1991 inzake gezondheids promotie (B.S. 04.02.98).
3.
(Ontwerp) Besluit van de Vlaamse regering tot bepaling van sommige opdrachten van de centra voor leerlingenbegeleiding (op 04.05.99 principieel goedgekeurd door de Vlaamse regering en voor advies voor gelegd aan de Raad van State).
4.
Decreet van 1 december 1998 betreffende de centra voor leerlingenbegeleiding (B.S. 10.04.99, zoals gewijzigd bij Decr. XI - BS).
5.
Dewolf D. : Het Vlaams vaccinatiebeleid anno 1999. Studiedag VWVJ - 1999; 7 mei: preventie van besmettelijke ziekten en vaccinatiebeleid in het kader van de jeugdgezondheidszorg:recente ontwikke lingen.
6.
Huisartsgeneeskunde en schoolgezondheidszorg complementair in de preventieve zorg voor de school gaande jongeren. Samenwerkingsnota VWVJ - WVVH, november 1997 - bijlage 2 VWVJ-tijdschrift 1999; 5 juni.
7.
Klasse - Maandblad voor Onderwijs in Vlaanderen, november 1999, nr. 99.
8.
Koninklijk besluit tot invoeging in titel II, hoofdstuk III van het Algemeen Reglement voor de Arbeids bescherming van bepalingen betreffende de inenting tegen hepatitis B (B.S. 02.02.1988).
9.
Koninklijk besluit tot wijziging van het ARAB onder invloed van de kaderrichtlijn - veiligheid (89/391/Eeg) van 12juni 1989 (B.S. 30.09.1992)
10.
Profiel Vlaanderen 1999 - Brussel: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Planning en Statistiek.
11.
Team Gezondheidsindicatoren-MST - Verwerking registratiegegevens van het Medisch Schooltoezicht, 1993-94, 1994- 1995. Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, departement WVC, administratie Ge zondheidszorg, dienst Preventieve en Sociale Gezondheidszorg, november 1996.
DALY(disability adjusted life years): een conceptueel model van geïntegreerde gezondheidsindicator op basis van verloren levensjaren door voortijdige sterfte en ziekte Baert E.*, Van Oyen H. **, Aelvoet W. ***, De Henauw S.*, De Backer G. * *Vakgroep Maatschappelijke Gezondheidkunde, Universiteit GENT **Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid – afdeling Epidemiologie ***Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Beleidsondersteuning en -evaluatie
Samenvatting Van alle gezondheidsindicatoren die kunnen gebruikt worden in het volksgezondheidsbeleid, zijn deze die gebaseerd zijn op een combinatie van ziekte, beperkingen en sterfte de interessantste. Het concept DALY (Disability Adjusted Life Years) is ontwikkeld en voor het eerst toegepast in de omvangrijke studie “The Global Burden of Disease”(20). Bij de berekening van DALY wordt rekening gehouden met het aantal verloren levensjaren en met morbiditeit waarbij aan diverse ziekten een verschillend gewicht wordt gegeven naargelang de weerslag op fysiek, cognitief en sociaal functioneren. Door zijn opzet is de DALY vooral geschikt voor het in kaart brengen van de impact van ziekte en sterfte op de potentieel maximale gezonde levensverwachting. Uitgesplitst naar oorzaak kunnen DALY gebruikt worden voor het stellen van prioriteiten, bijvoorbeeld voor interventies of budgetallocatie. De berekening van deze waardevolle indicator vergt wel veel gegevens. De benadering hiervan wordt nu verder beschreven.
1. Inleiding Het basismotief van het volksgezondheidsbeleid is het bevorderen en beschermen van de gezondheid van de bevolking. Om dit beleid te kunnen voeren, is informatie nodig over de gezondheidstoestand van de bevolking en over de (recente) ontwikkelingen ervan. Naast de aan- of afwezigheid van ziekten en aandoeningen gaat het om onderwerpen als fysiek, psychisch en sociaal functioneren. Informatie over de gezondheidstoestand is voor het beleid belangrijk om bij beleidsbeslissingen te weten wat de grootte van de gezondheidsproblemen is, om te weten welke bevolkingsgroepen extra risico lopen en om trends in de tijd in de gezondheidstoestand te identificeren. De informatie over de gezondheidstoestand wordt gebruikt bij het bepalen van het te verwachten zorggebruik en bij het maken van keuzen voor effectieve interventies ter verbetering van de gezondheidstoestand. Die gezondheidstoestand van de bevolking wordt beschreven aan de hand van diverse indicatoren (21).
2. Gezondheidsindicatoren Volksgezondheid is een multifactorieel fenomeen met verschillende facetten en verschillende manieren om die te meten. Gebruikelijke indicatoren voor de gezondheidstoestand van een bevolking zijn: levensverwachting, aantallen ziektespecifieke sterfgevallen, aantallen nieuwe en bestaande gevallen van specifieke ziekten (incidentie respectievelijk prevalentie), de ervaren gezondheid, het voorkomen van lichamelijke en geestelijke beperkingen en handicaps, ziekteverzuim en arbeidsongeschiktheid, het gebruik van medische voorzieningen, enzovoort. Al die indicatoren belichten slechts één enkel facet van de volksgezondheid. De keuze van de juiste indicator voor de juiste toepassing of beslissing is dus primordiaal. Soms heeft het gezondheidsbeleid behoefte aan een globaal overzicht over de “volksgezondheid”door bepaalde indicatoren, met soms tegenstrijdige informatie, met elkaar te integreren. De indicatoren kunnen in twee fundamenteel verschillende groepen ingedeeld worden: deze die op sterfte gebaseerd zijn en deze die op ziekte gebaseerd zijn. Op sterfte gebaseerde indicatoren omvatten, naast aantallen, al dan niet ziektespecifieke sterfgevallen, een reeks afgeleide maten zoals de verschillende gestandaardiseerde sterftematen, verloren potentiële levensjaren en de levensverwachting (14). De op ziekte gebaseerde indicatoren worden weergegeven in: de incidentie en de prevalentie van specifieke ziekten, de gevolgen van ziekten in termen van bijvoorbeeld beperkingen en handicaps, de arbeidsongeschiktheid, maar ook in meer indirecte maten zoals het huisartsencontact, de ziekenhuisopnames en de daaraan
verbonden kosten. Deze indicatoren worden geclassificeerd, onder andere in de International Classification of Diseases (ICD) en de International Classification of Impairments, Disabilities and Handicaps (ICIDH)(5, 13). Het weergeven van de volksgezondheid in termen van “levensverwachting”, een op sterfte gebaseerde indicator, dateert uit de tijd dat er enkel voor sterfte betrouwbare gegevens werden verzameld. In de geïndustrialiseerde landen kent men nu echter een epidemiologische transitie van de volksgezondheidsproblematiek. Het belang van de voortijdige sterfte door “plagen en hongersnood”heeft plaats geruimd voor “uitgestelde en degeneratieve ziekten”. Hart- en vaatziekten en kanker hebben de infectieuze aandoeningen vervangen als voornaamste doodsoorzaak. Bij die hart- en vaatziekten komt er daarenboven, door het levensverlengend effect van het medisch handelen, een belangrijke invaliditeitscomponent bij (21, 26). Meer en meer wordt aan het ideaal van een te verlengen levensverwachting de notie “in goede gezondheid” toegevoegd. Er is dus dringend nood aan een geïntegreerde indicator (“Composite Health Outcome Measure” - CHOM) die sterfte en ziekte samenneemt. Voorbeelden van CHOM-indicatoren zijn: “Health Expectancy”(27), “Disability Adjusted Life Expectancy”, “Quality Adjusted Life Years”(3) en “Disability Adjusted Life Years”(DALY). Historiek Begin van de jaren '70 en vooral vanaf de jaren '80 waren er verschillende onderzoeken in die richting. In een eerste fase trachtte men een levensverwachting te berekenen die gecorrigeerd werd naar een bepaalde voorwaarde. De belangrijkste zijn de levensverwachting zonder handicap (= het niet meer kunnen vervullen van zijn rol in de maatschappij ten gevolge van een beperking door een anatomisch of functioneel verlies) en de levensverwachting in goede gezondheid. Van de totale levensverwachting trekt men het geschat aantal levensjaren af dat iemand doorbrengt in de vooropgestelde situatie. Nadelen van dergelijke indicatoren zijn de subjectieve bevragingen (enquêtes) en het feit dat ze niet ziektespecifiek zijn. Niet iedereen heeft dezelfde visie (interpretatieverschillen) op de ervaren gezondheid (zeer goed, goed, gaat wel, soms goed en soms slecht, slecht – het is een ordinale schaal). Om hieraan te verhelpen, heeft het internationaal netwerk Réseau Espérance de Vie en Santé (REVES)(8) in 1988 adequate en betrouwbare concepten (voor alle leeftijdsgroepen, rekening houdend met de mentale aandoeningen, met inbegrip van de bejaarden in instellingen), indicatoren en meetinstrumenten ontwikkeld om de gezondheidsverwachting of de levensverwachting (opgesplitst in een periode van goede en van minder goede gezondheid) op een objectieve manier te meten. Bij de berekeningen gaat men er wel van uit dat de sterfte en de prevalentie van ongezondheid het hele leven gelijk blijven aan die van het berekende jaar, wat op zich niet helemaal correct is. Men moet de toekomstige sterfte en prevalentie van ongezondheid kunnen voorspellen en in de berekening betrekken. De overgang van ongezond naar gezond kan opgevangen worden door het gebruik van de incidentie (aantal nieuwe gevallen) en de duur van de onderzochte toestand. Tabel 1: Overzichtstabel van enkele gezondheidsindicatoren.
Indicator
Analyseniveau
QUALY
Individu
Doel
Bepaling van de gezondheidstoestand
Bepaling gezondheidstoestand, planning van interventies; research
Wegingsfactoren bepaald door individuen
DFLE, IFLE, populatie HFLE
Vergelijkingen, research; regionale en nationale planning: overall ‘thermometer’-functie voor de gezondheid
Ordinale schaal waar een wegingsfactor aan toegekend wordt
DALY
Vergelijkingen, research; regionale en nationale planning: prioriteitenstelling volgens pathologie
Gestandaardiseerde gewichten
Individu en populatie
QUALY: Quality Adjusted Life Years - DFLE: Disability Free Life Expectancy. IFLE: Impairment Free Life Expectancy - HFLE: Handicap Free Life Expectancy. DALY: Disability Adjusted Life Years.
In tegenstelling tot een aantal andere indicatoren (de gezonde, ziektevrije, handicapvrije levensverwachting) worden DALY zoveel mogelijk op objectieve elementen berekend (8): • • • •
gestandaardiseerde sterftetabel voor de verloren levensjaren (uitgangspunt de levensverwachting van Japan); de waarde van de geleefde jaren volgens ouderdom verschilt: discounting voor leeftijd – piek rond 25 jaar (zie verder bij de formule); vergelijking tussen jaren geleefd in ziekte en jaren verloren door voortijdige dood: opstelling van gestand aardiseerde wegingsfactoren vanuit medisch oogpunt; er wordt rekening gehouden met de tijd, de duur van de aandoening: discounting voor tijd – vooral investering in de onmiddellijke toekomst (zie verder bij de formule).
Het grote voordeel van de DALY ligt in het gebruik van gegevens over specifieke aandoeningen. Dit maakt het mogelijk om, directer dan bij de “gezonde levensverwachting”, veranderingen in de volksgezondheid te traceren tot op het niveau van deze aandoeningen, en om veranderingen in een aandoening te evalueren op hun uitkomst in termen van een samengestelde volksgezondheidsmaat. De prijs voor deze waardevolle eigenschap is de omvangrijke gegevensbehoefte, zoals verder wordt beschreven.
3. De berekening DALY zijn de som van het aantal verloren jaren door voortijdige sterfte aan een aandoening en het aantal verloren jaren door het leven met die ziekte (beide uitgedrukt in levensjaren). Deze maat is ontwikkeld in het kader van het Global Burden of Disease (GBD)-project (20) van de Wereldbank, de WHO en de universiteit van Harvard. De GBD-studie is uitzonderlijk door zijn wereldwijde vergelijking. Voor 8 regio's in de wereld zijn gegevens over sterfte en incidentie/prevalentie van ziekten verzameld, is een samenhangende set wegingsfactoren afgeleid voor de functionele gevolgen van een groot aantal ziekten en ongevalsletsels, en is hieruit in de vorm van een samengestelde volksgezondheidsmaat een totale ziektelast berekend. Uniek aan de afleiding van de wegingsfactoren voor de GBD is dat alle stappen en keuzen in het proces geëxpliciteerd, gemotiveerd en gestandaardiseerd zijn. De oorspronkelijke bedoeling was de totale last van ziekte en voortijdige sterfte naar hoofdgroep van oorzaken in kaart te brengen, met als doel de optimale allocatie van middelen voor interventies. Vermits de eerste term reeds in jaren werd uitgedrukt (verloren levensjaren) zal de tweede term (leven met ziekte) eveneens in jaren worden uitgedrukt. Het is ook belangrijk de proportie van beide elementen in ogenschouw te nemen. Zo zullen bepaalde aandoeningen een hoge mortaliteit hebben en andere een eerder lang, slepend invaliderend karakter.
Figuur 1: Grafisch voorbeeld van het aandeel van enkele aandoeningen in de DALY (Vlaanderen 1997). 100%
80%
60%
40%
20%
0% YLL Ischemische hartziekten
YLD Cerebrovasculaire aandoeningen
DALY Kankers totaal
COPD
Levercirrose
4. De formule De sterftecomponent wordt berekend als het aantal verloren levensjaren, bekomen door het aantal ziektespecifieke sterfgevallen op elke leeftijd te vermenigvuldigen met de levensverwachting op die leeftijd. De levensverwachtingen zijn verkregen uit een al dan niet theoretische sterftetabel met een hoge levensverwachting bij de geboorte. In deze formule wordt elk verloren jaar als volledig verloren jaar gerekend, zodat men eenvoudig kan stellen dat (aantal sterfgevallen op een bepaalde leeftijd) x (verloren jaren = levensverwachting op die bepaalde leeftijd) een eenduidige maat is die al dan niet gecorrigeerd kan worden voor leeftijd en tijd (2, 4, 7, 11, 15, 16, 17, 18, 19, 22). Ziekten leiden pas na enige tijd of soms nooit tot sterfte, terwijl tijdens die (chronische) ziektefase wel een aanzienlijk gezondheidsverlies wordt geleden. Omdat dit gezondheidsverlies voor verschillende ziekten sterk varieert, is het zinvol wegingsfactoren te gebruiken voor de relatieve ernst van de ziekten. Bij het vaststellen van wegingsfactoren wordt de relatieve ernst van ziekte beschouwd op het niveau van het fysieke, psychische en sociale functioneren van patiĂŤnten. Op die manier wordt het mogelijk functionele gevolgen van verschillende ziekten te vergelijken. Met behulp van deze wegingsfactoren wordt het bovendien mogelijk om geleefde tijd te wegen voor de toestand waarin die tijd wordt doorgebracht. Een jaar ziekte met een wegingsfactor 1 komt overeen met 1 “ziektejaarequivalentâ€?. Op populatieniveau kan men zo de aantallen ziektejaar-equivalenten als gevolg van verschillende aandoeningen met elkaar vergelijken, waarmee een indruk wordt verkregen van de impact van die aandoeningen op de volksgezondheid. Belangrijk hierbij is te weten dat de wegingsfactoren de relatieve ernst van de functionele gevolgen van een ziekte beschrijven en geen waardeoordeel geven over het leven met die ziekte. Een leven met multiple sclerose is niet minder waard dan een leven met verkoudheid, wel zijn de functionele gevolgen voor het dagelijkse leven duidelijk verschillend. We mogen ook niet vergeten dat de wegingsfactoren een samennemen van detailinformatie op hoog abstractieniveau is. In het eindresultaat is niet meer te zien uit welke combinatie van fysieke, psychische en sociale gevolgen een bepaalde wegingsfactor is opgebouwd. Deze wegingsfactoren hebben dus een beperkt toepassingsgebied (23).
Het bepalen van een wegingsfactor komt in feite overeen met het plaatsen van de verschillende pathologieën op een waardeschaal van 0 (volledig gezond) tot 1 (dood)(9, 24, 25). Voor een vergelijking tussen ziekten is een ziektespecifieke vertekening niet wenselijk. Daarom is besloten om de wegingsfactoren te baseren op het oordeel van medische experts: artsen met een brede, algemene en op praktijkervaring gebaseerde kennis van de geneeskunde en niet (ex-)patiënten, familieleden of andere professionals uit de gezondheidszorg. Kennis van en inzicht in een zo groot mogelijk aantal gezondheidstoestanden werd essentieel geacht. Daarnaast werd een voldoende abstractievermogen vereist. Tijdens paneldiscussies met 10 à 12 experts beoordeelde men een aantal ijktoestanden. Nadien werden de overige ziektestadia door de panelleden op de ijkpuntenschaal geïnterpoleerd in een schriftelijke procedure.
5. Uitwerking van de formule DALY = YLL + YLD
(1, 10, 12, 29)
YLL = aantal jaren verloren door voortijdige dood YLD = aantal jaren verloren door ziekte 5.1. Bij de berekening van DALY moet men 5 elementen in acht nemen: 5.1.1. Het verlies aan levensjaren door overlijden: of het aantal levensjaren dat men wint wanneer men doodsoorzaken bestrijdt. Men kan de leeftijdsverwachting per leeftijdsgroep zelf berekenen (Nederland) of zich baseren op een gestandaar-diseerde levensverwachtingstabel (20). Deze laatste is gebaseerd op de hoogst geobserveerde levensverwachting bij geboorte, namelijk deze van de Japanner (82.5 jaar voor de vrouw en 80 jaar voor de man). Coale en Demeny berekenden hun “West Level 26”-levensverwachtingstabel hierop en deze wordt nu als algemene standaard aanvaard, zodat iedereen deze tabel in publicaties en software kan terugvinden (20). Daarenboven elimineert ze de problemen die eigen zijn aan ziektespecifieke sterftegroepen die enkel voor de Japanner van belang zijn. 5.1.2. Gewicht (=ernst) van de aandoening: deze worden geëvalueerd met een cijfer variërend van 0 (perfecte gezondheid) tot 1 (dood). De gewichten die bepaald werden door de paneldiscussie binnen de studie van Murray en Lopez worden niet goed aanvaard door de westerse landen omdat ze teveel gericht zijn op aandoeningen die vooral grote aantallen mensen treffen in de derde wereld (infectieziekten). Nederland heeft via een BIOMED-II-project een voor onze regio meer realistische weging gemaakt voor westerse aandoeningen. Tijdens een paneldiscussie met enkele Vlaamse experts hebben wij de wegingsoefening herdaan voor enkele ijkaandoeningen. Wij hebben vastgesteld dat voor de gekozen aandoeningen onze experts dezelfde wegingsfactor toekenden als hetgeen in Nederland werd gedaan. Wij kunnen dus vooropstellen dat de wegingsfactoren uit het BIOMED-II-project bruikbaar zijn om bij ons de verloren levensjaren door ziekte te berekenen. 5.1.3. Leeftijdscorrectie: voor de volksgezondheid wordt algemeen aanvaard dat de gezondheid op de verschillende leeftijden een verschillend belang heeft. Verschillende studies tonen aan dat populaties vooral willen investeren in jonge volwassenen, meer dan in jonge kinderen en ouderen (20). Uit socio-economisch standpunt wil men meer betalen voor gezondheid voor die leeftijdsgroep dan voor de andere. Dit zou te maken hebben met het feit dat men reeds geïnvesteerd heeft in hun opleiding en opvoeding en dat die jonge volwassenen aan het begin staan van hun productieve loopbaan. Het belang stijgt tot de leeftijd van ongeveer 25 jaar om daarna traag af te nemen. Het correct bepalen van de wegingsfactor van elke leeftijdsgroep zou te arbeidsintensief zijn, daarom opteert men voor een continue mathematische formule die dicht bij de resultaten ligt van hetgeen men uit de studies mocht observeren. De formule om dit belang te berekenen is: Leeftijdsgebonden gewicht = Cxe-ßx Waarbij:
C = constante = 0.16243 ß = constante = 0.04 x = de leeftijd e = constante = 2.71
Figuur 2: Leeftijdscorrectie. 1,6
1,4
1,2
1
0,8
0,6
0,4
0,2
0 0
20
40
60
80
100
120
Leeftijd in jaren
5.1.4. Tijdscorrectie: voor het individu is de gezondheid van vandaag belangrijker dan de gezondheid morgen. Men is meer bereid te investeren in onmiddellijke gezondheid dan in gezondheid voor latere jaren. Hier speelt zeker mee dat de gemiddelde kans op sterfte op 1%/jaar geschat wordt en dat er steeds onzekerheid bestaat over het effect van een genomen beslissing in de verdere toekomst. Onderzoek toonde aan dat een continue vermindering gedurende 2 Ă 4 generaties aanvaardbaar is (ongeveer een tijdsspanne van 50 jaar), terwijl nadien andere belangen beginnen mee te tellen (kinderen en kleinkinderen) zodat pas vanaf 100 - 150 jaar een vlakke curve wordt waargenomen (20). De waardedaling die gebruikt wordt in de DALY is 3% (discounting) en werd totaal arbitrair doch socio-economisch aanvaardbaar vastgelegd (discussies hieromtrent zullen deze waarde in de toekomst zeker wijzigen). De formule wordt dan: waardevermindering = e-r(x-a) Waarbij:
r = de waardevermindering is = 0.03 x = de leeftijd e = constante = 2.71 a = leeftijd bij begin
Figuur 3: Waardevermindering. 1,2
1
0,8
0,6
0,4
0,2
0 0
50
100
150
200
250
Leeftijd in jaren
5.1.5. Gezondheid wordt gewoon opgeteld: dat wil zeggen dat 2 personen die elk 10 jaar zonder ziekten kunnen blijven, hetzelfde is als 1 persoon die 20 jaar gezond blijft, dit binnen dezelfde leeftijdsgrenzen. Aldus kunnen we het aantal jaren verloren door een aandoening of door voortijdige dood op een bepaalde leeftijd (x) berekenen met volgende formule: YLL(x) of YLD(x) = (D)( Cxe - ßx)( e-r(x-a))
De uitgewerkte formule wordt dan:
D{
[
]
KCe ra − ( r + β)( L + a ) [− (r + β)( L + a) − 1]− e − ( r + β) a [− (r + β)a − 1]+ 1 − K (1 − e− rL )} e 2 ( r + β) r
K = aanpassingsfactor bij de leeftijdscorrectie - K = 1 als men rekening houdt met deze correctie (anders K = 0) r = tijd-waardevermindering - normaal 3% discounting L = de standaard levensverwachting op leeftijd a of duur van de aandoening bij YLD a = leeftijd bij overlijden of begin van de aandoening D = gewicht van de aandoening - (= 1 bij prematuur overlijden) De voorstelling wordt nu: YLL[r,K] en YLD[r,K], zodat men al dan niet correcties kan gebruiken voor leeftijd en tijd. Eenvoudig model: YLL[0,0] = L en YLD[0,0] = DL zonder correcties voor leeftijd en tijd.
5.2 Een uitgewerkt voorbeeld kan het principe verduidelijken: Elk gezondheidsprobleem kan in 4 richtingen evolueren (ziekte gevolgd door overlijden, permanent ziek of gehandicapt, volledig herstel, overlijden). Als voorbeeld nemen we een meisje dat meningitis krijgt op de leeftijd van 5 jaren. Zij kan overlijden, zij kan 5 jaren overleven en dan sterven, zij kan levenslang gehandicapt zijn of zij geneest na een periode van ziekte. Veronderstel dat de levensverwachting bij de geboorte 82.95 jaar is en op de leeftijd van 5 jaar 77.95 jaar (standaard levensverwachtingstabel)(20). Het gewicht van haar aandoening is 0.5. Voorbeeld 1: DALY bij onmiddellijke dood.
Dood 0
77.95
5
DALY = 35.85 levensjaren verloren door voortijdige dood.
Volgende informatie is gekend:
C = 0.16243 D = 1 (betrokkene is overleden, bij ziekte was het 0.5) r = 0.03 ß = 0.04 a = 5 (leeftijd bij overlijden) L = 77.95 (overblijvende jaren te leven) e = 2.71 Voorbeeld 2: DALY bij dood na een ziekteperiode van 5 jaar.
Dood
Ziekte 0
5
10
72.95
Volgende informatie is gekend: C = 0.16243 D = 0.5 r = 0.03 ß = 0.04 a = 5 (leeftijd bij begin van de ziekte) L = 5 (duur van de ziekte) e = 2.71
DALY = 2.0 levensjaren verloren aan ziekte.
C = 0.16243 D = 1 (betrokkene is overleden, bij ziekte was het 0.5) r = 0.03 DALY = ß = 0.04 36.85 levensjaren verloren door voortijdige dood. a = 10 (leeftijd bij overlijden) L = 72.95 (overblijvende jaren te leven) e = 2.71
Als we de DALY door overlijden op 10 jaar willen optellen bij de DALY van ziekte op 5 jaar dan moeten we een correctie aanbrengen (de DALY bij overlijden converteren naar de leeftijd van 5 jaar). DALY op 5 jaar = (DALY op 10 jaar . e-rs ) of 31.7. s = het aantal jaren dat we moeten omrekenen (10 – 5 = 5). Het totaal aantal verloren DALY is dus 2.0 + 31.7 = 33.7 levensjaren. Voorbeeld 3: DALY bij blijvende ziekte.
Ziekte
0
77.95
5
Volgende informatie is gekend: C = 0.16243 D = 0.5 r = 0.03 ß = 0.04 a = 5 (leeftijd bij begin van de aandoening) L = 77.95 (overblijvende jaren te leven) e = 2.71
DALY = 17.92 levensjaren verloren door blijvende ziekte.
Voorbeeld 4: DALY bij herstel na ziekte.
Genezen
Ziekte
0
5
10
77.95
Volgende informatie is gekend: C = 0.16243 D = 0.5 r = 0.03 ß = 0.04 a = 5 (leeftijd bij begin van de ziekte) L = 5 (duur van de ziekte) e = 2.71
DALY = 2.0 levensjaren verloren aan ziekte.
Om deze berekeningen te doen voor een ganse populatie moet men alle DALY van alle betrokken personen met die aandoening optellen. Veronderstel dat in een populatie 20 meisjes op 5 jaar in contact komen met meningitis. Vijf van hen sterven onmiddellijk, 5 leven 5 jaar ziek en sterven dan, 5 zijn permanent gehandicapt en 5 herstellen na een ziekteperiode van 5 jaar. Het totaal aantal verloren jaren (DALY) wordt dan: 5(35.85) + 5(33.7) + 5(17.92) + 5(2) = 447.4.
6. Verloren levensjaren door ziekte Een belangrijke factor in de formule voor de berekening van de verloren levensjaren door ziekte is de incidentie van de aandoening. Om een zo correct mogelijk DALY-cijfer te bekomen, is het noodzakelijk een correct incidentiecijfer te hebben. Wanneer men DALY in de tijd gaat vergelijken, zullen zij rechtstreeks een reflectie zijn van die incidentie en de wijziging ervan. Een probleem is het verkrijgen van betrouwbare gegevens. Idealiter zou men voor een vergelijkende beschrijving
van het voorkomen van aandoeningen in Vlaanderen en hun trends in de tijd, de beschikking willen hebben over gegevens uit een representatief systeem dat continu alle aandoeningen in de bevolking registreert op basis van eenduidige diagnosecriteria. Vermits een dergelijk registratiesysteem niet bestaat, moeten we onze toevlucht zoeken tot wat wel bestaat. Als grote en belangrijke gegevensbronnen kunnen reeds vermeld worden: de nationale gezondheidsenquête van 1997, het nationaal kankerregister en de registraties van de huisartsenpeilpraktijken. Daarnaast heeft men de verschillende al dan niet verplichte registraties van bijzondere aandoeningen, waarbij de betrouwbaarheid van de verkregen gegevens niet zo duidelijk is. Om een zinvolle schatting te doen van incidentie en duur van een aandoening (uitgaande van de prevalentie), moet men beroep doen op computermodellen waarbij men de consistentie tussen mortaliteit, populatie, prevalentie en incidentie van aandoeningen kan nagaan (6, 28). Aandoeningen die in Vlaanderen niet geregistreerd worden, kunnen eventueel geëxtrapoleerd worden vanuit het cijfermateriaal van buitenlandse registers, in de veronderstelling dat ons gezondheidsbeleid met dat van onze buurlanden overeenkomt en in de veronderstelling dat de respons van de bevolking op dat beleid ook dezelfde is.
7. Gebruiksmogelijkheden DALY kunnen aangewend worden in het volksgezondheidsonderzoek voor het berekenen van de totale ziektelast in de bevolking en van het aandeel van bepaalde ziektegroepen daarin. Als de cijfers inzake de prevalentie van ziekten voldoende betrouwbaar zijn, kunnen ook trends in de totale ziektelast beschreven worden, alsook de toe- of de afname van het aandeel van een specifieke ziekte in de totale ziektelast.Ten slotte lenen de DALY zich voor internationale ziektelastvergelijkingen, op voorwaarde dat de gebruikte gestandaardiseerde afspraken worden nageleefd. In de beleidsvoering kunnen ze gebruikt worden in de doelmatigheidsanalyse van curatieve, preventieve en palliatieve interventies, sociale tegemoetkomingen en begeleidingsprogramma's, … . Voorbeeld: bij routinematige toepassing van trombolytica bij patiënten die zich presenteren met een acuut myocardinfarct zal zich op populatieniveau een verandering in de ziektelast als gevolg van coronaire hartziekten voordoen: sterfte wordt uitgesteld, maar de incidentie van hartfalen zal toenemen. Deze stadiumverschuiving kan met behulp van de wegingsfactoren en epidemiologische gegevens worden samengevat in absolute aantallen gewonnen DALY. Omdat bij de berekening van de totale ziektelast in de bevolking dezelfde reeks wegingsfactoren wordt toegepast, kan het aandeel van trombolytica in veranderingen in de totale ziektelast geschat worden. Dit aandeel kan dan worden afgewogen tegen de totale kosten die routinematige toepassing van trombolytica met zich brengt. Als de kosteneffectiviteit van andere interventies (bijvoorbeeld cholesterolsynthetaseremmers), met behulp van dezelfde wegingsfactoren en berekeningsmethoden bepaald wordt, kan men zo voor verschillende groepen geneesmiddelen de kosten en effecten op bevolkingsniveau vergelijkenderwijs schatten. DALY kunnen gebruikt worden om een beleid te ondersteunen dat tot doel heeft (21, 26): - het verlengen van de gezonde levensverwachting; - het voorkomen van vermijdbare sterfte: prioriteiten voor preventieonderzoek; - het verhogen van de kwaliteit van het leven van personen met een langdurige ziekte of handicap; - het verminderen van sociaal-economische gezondheidsverschillen; - de verbetering van de gezondheid door preventie; - de verbetering van de gezondheid door medische behandeling en zorg.
8. Besluit DALY als samengestelde gezondheidsindicator zijn geschikt om het aandeel van verschillende aandoeningen in de ziektelast in de populatie in beeld te brengen maar ook om kosten-batenanalyses te doen voor bepaalde interventies. Afhankelijk van het beoogde doel kan men de complexe formule aanpassen en vereenvoudigen. Cruciaal blijft de beschikbaarheid van adequate epidemiologische gegevens, evenals een eenduidige beschrijving van de te waarderen ziektestadia en –vormen. Vermits DALY steunen op correcte en betrouwbare gegevens inzake incidentie of prevalentie is het essentieel om voldoende aandacht te schenken aan de verzameling van die gegevens. Bij afloop van dit project (2001) zou de overheid de mogelijkheid moeten hebben een DALY-berekening te doen voor een groep aandoeningen en hun belang in de ziektelast voor de populatie in kaart te brengen.
9. Literatuur 1.
Andrews G: Managing scacity: a worked example using Burden and Efficacy http://www.unsw.edu.au/clients/crufad/burden/burden.htm
2.
Barendregt JJ, Nusselder WJ, Bonneux L: Global burden of disease [letter; comment]. Lancet 1997; 350: 142 – 143.
3.
Damiaens P: De bruikbaarheid van QUALY's om de impact van de gezondheidszorgenactiviteiten te meten: een kritische analyse. Verhandeling tot het verkrijgen van de graad van Lic. in de Medisch-Sociale Wetenschappen. KUL 1992.
4.
Gwatkin DR, Guillot M, Heuveline P: The burden of disease among the global poor. Lancet 1999; 354: 586 – 589.
5.
Dooghe G: Additionele levensjaren in goede en minder goede gezondheid: Centrum voor Bevolkings- en Gezinsstudie (CBGS),1998/6.
6.
Drummond M, O'Brien B, Stoddart G, Torrance G: Methods for the Economic Evaluation of Health Care programmes: Oxford medical publications, 1998, second edition: 139 - 204.
7.
Eisenberg L: Global burden of disease [letter; comment]. Lancet 1997; 350: 143.
8.
EURO-REVES: http://sauvy.ined.fr/euroreves/
9.
Essink-Bot ML: Health status as a measure of outcome of disease and treatment: Proefschrift ter verkrijging van de graad van doctor aan de Erasmus Universiteit, 1995.
10.
Foege WH: Preventive Medicine and Public Health. http://www.interaccess.com/ihpnet/preventtxt.htm
11.
Gwatkin DR: Global burden of disease [letter; comment]. Lancet 1997; 350: 141. 144 – 145.
12.
Homedes N: The disability – adjusted life year (DALY) definition, measurement and potential use. http://www.worldbank.org/html/extdr/hnp/hddflash/workp/wp_00068.html. HCO working paper. 1995.
13.
ICIDH-2: http://www.who.org/msa/mnh/ems/icidh
14.
Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap: Gezondheidsindicatoren 1996.
15.
Murray CJ, Lopez AD: Mortality by cause for eight regions of the world: Global Burden of Disease Study. Lancet 1997; 349: 1269 – 1276.
16.
Murray CJ, Lopez AD: Regional patterns of disability-free life expectancy and disability-adjusted life expectancy: Global Burden of Disease Study. Lancet 1997; 349: 1347 – 1352.
17.
Murray CJ, Lopez AD: Global mortality, disability and the contribution of risk factors: Global Burden of Disease Study. Lancet 1997; 349: 1436 – 1442.
18.
Murray CJ, Lopez AD: Alternative projections of mortality and disability by cause 1990 – 2020: Global Burden of Disease Study. Lancet 1997; 349: 1498 – 1504.
19.
Murray CJ, Lopez AD: The utility of DALYs for public health policy and research: a reply. Lancet 1997; 75: 377 – 381.
20.
Murray CJ, Lopez AD: THE GLOBAL BURDEN OF DISEASE: World Health Organisation, 1996.
21.
Ruwaard D, Kramers PGN: Volksgezondheid Toekomst Verkenning 1997 - “De som der delen”. Uitgeverij: Elsevier/De Tijdstroom, 1997.
22.
Sayers B McA, Fliedner TM: The critique of DALYs: a counter-reply. Lancet 1997; 75: 383 – 384.
23.
Stouthard M, Essink-Bot ML, Bonsel GJ: Disability weights for diseases: a modified protocol and results for a Western European region. European Journal of Public Health 2000; 10: 24 – 30.
24.
Van der Maas PJ: NEWSLETTER BIOMED project PL 963253. European Disability Weights project. June 1998; No. 98-01.
25.
Van der Maas PJ: Disability Weights for Diseases in The Netherlands. Department of Public Health, Erasmus University Rotterdam, the Netherlands, 1997.
26.
Van der Maas PJ, Kramers PGN: Volksgezondheid Toekomst Verkenning 1997 - “Gezondheid en levensverwachting gewogen”. Uitgeverij: Elsevier/De Tijdstroom, 1997.
27.
Van Oyen H, Tafforeau J, Roelands M: Regional inequities in Belgium. Soc. Science and Medicine 1996; 43: 1673 – 1678.
28.
Williams & Wilkins: Prevalentie, Incidentie: Clinical Epidemiology: the essentials. Third Edition.
29.
The Burden of Disease: http://www.moph.go.th/hsri/resource/ThaiBurden.htm
Medische praktijk rond het levenseinde van patiënten in Vlaanderen1 Deliens L. 2 1 Dit onderzoek werd gefinancierd door het Fonds voor Wetenschappelijk Onderzoek - Vlaanderen (projectnr. G.0117.97), het ministerie van Sociale Zaken, Volksgezondheid en Leefmilieu en de Onderzoeksraad van de Vrije Universiteit Brussel. Het onderzoek werd verricht i.s.m. Freddy Mortier (Centrum voor Milieufilosofie en Bio-Ethiek, RUG), Johan Bilsen (Vakgroep Medische Sociologie, VUB), Marc Cosyns (Vakgroep Huisartsgeneeskunde en Eerstelijnsgezondheidszorg, RUG), Bob Vander Stichele (Vlaams Huisartsen Instituut, Antwerpen), Koen Ingels (KNOafdeling, KUNijmegen) en Johan Vanoverloop en Wim Aelvoet (ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, administratie Gezondheidszorg). 2 Verbonden aan de Vakgroep Medische Sociologie van de Vrije Universiteit Brussel en het Centrum voor Milieufilosofie en Bio-ethiek van de Universiteit Gent. Hij is coördinator van een interuniversitair (RUGent, VUBrussel, KUNijmegen) onderzoeksprogramma m.b.t. het levenseinde van patiënten.
1. Inleiding Over de kwaliteit van leven aan het einde van dat leven en over de waardigheid van het sterven is er de afgelopen jaren in Vlaanderen veel discussie geweest (1),(9),(11),(12),(13). Toch bestaat er weinig empirisch onderzoek over de incidentie van “handelwijzen van artsen rond het levenseinde van hun patiënten”(HALP). Grootschalig onderzoek dat bedoeld is om betrouwbare schattingen te maken van de incidentie van medische beslissingen of van het actuele gedrag van artsen rond het levenseinde van hun patiënten was totnogtoe enkel mogelijk in Nederland (m.b.t. de overlijdens uit 1990 en uit 1995)(10) en in Australië (m.b.t. de overlijdens uit 1996)(7). In Vlaanderen beschikten we tot voor kort alleen maar over de resultaten van een kleinschalige pilootstudie in Hasselt (3). In 1997 ging er in Vlaanderen een onderzoek van start over “Houdingen en handelwijzen van artsen rond het levenseinde van patiënten”. Deze studie werd toevertrouwd aan een interdisciplinaire en interuniversitaire onderzoeksgroep van huisartsen, specialisten, sociologen en bio-ethici. Het onderzoek wordt gefinancierd door het Fonds voor Wetenschappelijk Onderzoek - Vlaanderen (projectnr. G.0117.97) en het federale ministerie van Sociale Zaken, Volksgezondheid en Leefmilieu. Het wordt gerealiseerd in samenwerking met de administratie Gezondheidszorg van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap die de overlijdensattesten van het Vlaams Gewest beheert. Verder werd het onderzoeksprotocol (2), waarin sluitende garanties werden ingebouwd voor de bescherming van de privacy van de betrokken overledenen en de bescherming van het beroepsgeheim van de deelnemende artsen, positief geadviseerd door de Nationale Raad van de Orde der Geneesheren (8). Met deze studie wil de onderzoeksgroep inzicht verwerven in de verschillende situaties waarin artsen handelingen verrichten met betrekking tot het bespoedigen van het levenseinde van hun patiënten. In 1998 werd een grootschalig representatief sterfgevallenonderzoek georganiseerd in Vlaanderen. Deze enquête moet een representatief beeld geven van de actuele handelwijzen van de Vlaamse artsen (huisartsen en specialisten) aan het levenseinde van hun patiënten. 1.925 sterfgevallen werden onderzocht door middel van een schriftelijke bevraging van de arts die het overlijdensattest heeft ondertekend. Dit hoofdonderzoek werd in 1997 voorafgegaan door een haalbaarheidsstudie in Hasselt (3). Deze studie was noodzakelijk om de vragenlijst en de onderzoeksmethode ten behoeve van het hoofdonderzoek op punt te stellen. In deze bijdrage worden de doelstellingen en de methode, alsook de resultaten van het representatieve hoofdonderzoek, beschreven.
2. Doelstellingen van het sterfgevallenonderzoek in Vlaanderen Het sterfgevallenonderzoek werd gerealiseerd door een survey van 1.925 sterfgevallen in Vlaanderen. Met dit onderzoek beogen de onderzoekers een betrouwbare schatting te kunnen maken van de frequentie van volgende (hoofd)categorieën van handelwijzen van artsen rond het levenseinde van patiënten: 1. 2. 3.
Stopzetten of niet-opstarten van een behandeling met een potentieel levensverlengend effect; Intensiveren van pijn- en/of symptoombestrijding door het toedienen van middelen met een potentieel levensverkortend effect; Toedienen, verstrekken of voorschrijven van letale middelen.
Het onderzoek beoogt verder de bovenvermelde handelwijzen te relateren aan volgende kenmerken van de overlijdens: 1. Patiëntenkenmerken: leeftijd, geslacht, opleiding, aard van het overlijden, doodsoorzaak, plaats van het overlijden (thuis versus ziekenhuis of bejaardentehuis), enzovoort. 2. Artsenkenmerken: leeftijd, geslacht, specialisatie, praktijkvorm, professionele ervaring in patiëntenzorg, universiteit waar het artsendiploma werd behaald, relevante navorming, non-professionele ervaring met overlijden van een naaste, levensbeschouwing, enzovoort. 3. Kenmerken van het beslissingsproces: vond er overleg plaats met de patiënt(e), ingeschatte wils(on)bekwaamheid zoals gepercipieerd door de arts, kwaliteit en mate van geïnformeerdheid van de patiënt, wijze en kwaliteit van de wilsuitdrukking, bron en communicatie van de wilsuitdrukking, frequentie en de vorm van overleg met andere collega-artsen, enzovoort. Een apart luik van de vragenlijst was gewijd aan de medische technieken (behandelingen die werden gestopt of middelen die werden verstrekt of toegediend) die werden gebruikt bij het levensverkortend handelen van de arts.
3. Methode van het sterfgevallenonderzoek in Vlaanderen Om de kwantitatieve context van levensbeëindigend handelen van artsen in Vlaanderen in kaart te brengen, is een relatief omvangrijke steekproef uit de sterfgevallen in Vlaanderen noodzakelijk. De meest geschikte ingang om deze steekproef te kunnen trekken, is de registratie van de overlijdens door de administratie Gezondheidszorg van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Over alle overlijdens in Vlaanderen ontvangt de betrokken administratie de stroken B, C en D van de overlijdensverklaringen (model IIIC voor de +1-jarigen). Deze verklaring wordt ingevuld door de arts die het overlijden heeft vastgesteld. Zij bevat enkele gegevens van de overledene en de verklaring van de doodsoorzaak. De opzet van de steekproef van het sterfgevallenonderzoek is als volgt: Populatie: Alle in de periode van1 januari 1998 tot 30 april 1998 overleden inwoners van het Vlaams Gewest van minimum 1 jaar oud (N = 20.362). Steekproef: De steekproefomvang werd vastgelegd op N=3.999 (ter vergelijking: N=2.000 in Australië en respectievelijk N=5.038 en N=4.678 in de 2 Nederlandse studies) (7)(10). Er werd een gestratificeerde steekproef verricht op volgende wijze: 1. Proportionele stratificatie naar residentieplaats van de overledene (provincie) en maand van overlijden (januari t/m april). De steekproef werd bijgevolg opgesplitst in 20 proportionele strata. 2. Ad random steekproef binnen elk stratum. Survey-methode: Een postenquête bij de artsen die de betreffende overlijdensaangifte hebben ondertekend. Deze postenquête werd georganiseerd volgens de principes van de Total Design Methode (5)(6). Door de onderzoekers zijn zodanige maatregelen getroffen, onder meer door tussenkomst van een advocaat die de ingevulde vragenlijsten verzamelde, dat volstrekte anonimiteit van de arts, de overledene en de nabestaanden kon worden gegarandeerd (zie ook het advies van de Orde der Geneesheren, 1997). Elke arts die één van de getrokken overlijdensattesten had ondertekend, ontving één postenquête per overlijden, met een maximum van vijf per arts. Er werden in totaal 3.999 vragenlijsten verzonden aan 2.585 verschillende artsen. De verzending van de vragenformulieren en de herinneringsbrieven werden georganiseerd door de administratie Gezondheidszorg van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. De vragenlijsten werden teruggezonden naar een advocaat, die instond voor de koppeling aan de patiëntengegevens en voor de anonimisering van de vragenlijsten.
4. Resultaten van het hoofdonderzoek De respons bij de aangeschreven artsen was 52%. Gezien het controversieel onderwerp van deze survey was globaal genomen de respons op deze postenquête bevredigend. Er werden 1.925 (48% respons) geldig ingevulde vragenlijsten teruggestuurd. Het respons-percentage was evenwel niet gelijk voor huisartsen en specialisten, namelijk 65% voor huisartsen en slechts 40% voor specialisten. De resultaten werden aan de hand van artsen- en patiëntenkenmerken gecontroleerd op respons bias en waar nodig gecorrigeerd. Verder werden de incidentieschattingen door weging op de doodsoorzaken ook geëxtrapoleerd naar alle overlijdens in Vlaanderen in 1998 (N=56.354). In figuur 1 wordt het algemeen overzicht gegeven van de grote categorieën van handelwijzen van de Vlaamse artsen rond het levenseinde van hun patiënten. In tabel 1 worden de frequenties van de HALP’s (in %) weergegeven, tezamen met hun 95%- betrouwbaarheidsintervallen en opgesplitst naar enkele subcategorieën. Figuur 1: Incidentie van HALP's in Vlaanderen anno 1998.
Intensiveren van pijn- en symptoombestrijding 18,4%
Toedienen, verstrekken of voorschrijven van letale middelen 4,4%
HALP niet mogelijk 33,3%
Stopzetten of niet opstarten van een behandeling 16,4% Geen HALP, wel mogelijk 27,5%
Opdat er van een HALP sprake zou zijn, moet de arts eerst in de mogelijkheid zijn geweest om een beslissing te kunnen nemen rond het levenseinde. In 33,3% van de overlijdens was dit niet het geval. Het betreft patiënten waarbij de arts enkel betrokken was om het overlijden vast te stellen en de overlijdensaangifte te tekenen (15,8%) of patiënten waarbij het overlijden plotseling en geheel onverwacht plaats had (17,6%).
In tweederde van de overlijdens was de patiënt korte of geruime tijd voor het overlijden in behandeling bij de rapporterende arts en had deze arts dus wel de mogelijkheid om een HALP te stellen. Bij 39,3% van alle onderzochte overlijdens werd door de arts een handelwijze gesteld waarbij de arts op zijn minst rekening heeft gehouden met de waarschijnlijkheid van een levensverkortend effect van de handelwijze. Wanneer enkel rekening wordt gehouden met de overlijdens waarbij een HALP mogelijk was, dan was er voorafgaand aan het overlijden in 59% van deze overlijdens sprake van een HALP. In 16,4% (95%-CI, ±1,6%) van alle overlijdens betrof het niet-opstarten of stopzetten van een behandeling met een potentieel levensverlengend effect. In 18,4% (95%-CI, ±1,7%) betrof het pijn- en symptoombestrijding door het toedienen van middelen met een potentieel levensverkortend effect. En in 4,4% (95% CI, ±0,9%) werden er door de behandelende arts letale middelen toegediend, verstrekt of voorgeschreven. In tabel 1 worden de HALP-categorieën verder uitgesplitst naar enkele subcategorieën die een vooraanstaande plaats innemen in de ethische en politieke discussie over (de legalisering) van euthanasie. De incidentie van euthanasie (incl. “hulp bij zelfdoding”) (gedefinieerd als “toedienen, verstrekken of voorschrijven van letale middelen op uitdrukkelijk verzoek van de patiënt”) werd in 1998 geschat op 691 gevallen of 1,2% (95%-CI, ±0,5%) van alle overlijdens. De incidentie van het toedienen van letale middelen zonder verzoek van de patiënt werd geschat op 3,2% (95%-CI, ±0,8%) van alle overlijdens.
Tabel 1: Geschatte incidentie van HALP's in Vlaanderen in 1998 (N=56.354). HALP
Waar- Schatting Incidentie genomen 1998
95%- CI
1. Stopzetten of niet opstarten van een behandeling met een potentieel levensverlengend effect
303
9,248
16,40%
14,8% - 18,0%
2. Intensiveren van pijn- en of symptoombestrijding door toedienen van middelen met een potentieel levensverkortend effect
332
10,367
18,40%
16,7% - 20,1%
3. Toedienen, verstrekken of voorschrijven van letale middelen -Toedienen van letale middelen op uitdrukkelijk verzoek van de patiënt (*) -Verstrekken of voorschrijven van letale middelen (**) -Toedienen van letale middelen zonder verzoek
85 22
2,48 626
4,40% 1,10%
3,5% - 5,3% 0,6% - 1,6%
3 60
65 1,789
0,10% 3,20%
0.0 % - 0,2% 2,4% - 4,0%
(*) dit is “euthanasie”, zoals gedefinieerd in de vergelijkbare onderzoeken in Nederland en Australië. (**) dit is “hulp bij zelfdoding” zoals gedefinieerd in de vergelijkbare onderzoeken in Nederland en Australië.
5. Bespreking Wereldwijd heeft men maar een beperkte ervaring met kwantitatief onderzoek over het levenseinde van patiënten. Enkel in Nederland en Australië bestaat er grootschalig empirisch onderzoek over de handelwijzen van artsen rond het levenseinde van hun patiënten. De resultaten van dit onderzoek in Vlaanderen zijn bevredigend. Ten eerste was de respons van de aangeschreven artsen goed en waren de vragenlijsten zeer goed ingevuld (er kwam vrijwel geen item-nonrespons voor). Ten tweede zijn de gevonden resultaten consistent met deze uit Australië en Nederland. We denken dan ook dat de gevolgde onderzoeksmethode, namelijk het “sterfgevallenonderzoek”, valide resultaten heeft opgeleverd. Voor de eerste maal werden in Vlaanderen de handelwijzen van artsen rond het levenseinde van hun patiënten in kaart gebracht. Achter de ruwe realiteit van deze incidentiecijfers zijn evenwel complexe medische en ethische problematieken verscholen, die verdere analyse van dit onderzoeksmateriaal noodzakelijk maken.
6. Literatuur 1.
De Groot E: Leven tot in de dood. Omtrent Euthanasie. Brussel: VUBPress, 1997, 214 p.
2.
Deliens L, e.a.: Onderzoeksprotocol NFWO-project nr. G.0117.97 “Houdingen en handelwijzen van artsen rond het levenseinde van patiënten”. Brussel: Fonds voor Wetenschappelijk Onderzoek - Vlaanderen, 1996.
3.
Deliens L, Bilsen J: Handelwijzen van de Hasseltse artsen rond het levenseinde van hun patiënten. Een onderzoek van 269 overlijdens. Hasselt: stadsbestuur, 1998.
4.
Deliens L, e.a.: Incidentie van handelwijzen van artsen rond het levenseinde van patiënten in Nederland en Australië. Tijdschrift voor Geneeskunde, 1998, 54, 291-299.
5.
Dillman DA: Mail and telephone surveys: The total design method. New York: Wiley, 1978.
6.
Dillman DA: The design and administration of mail surveys. Annual Review of Sociology, 1991, 17, 225-249.
7.
Kuhse H, e.a.: End-of-life decisions in Australian medical practice. Medical Journal of Australia, 1997, 166, 191-196.
8.
Nationale Raad Orde van Geneesheren: Advies over Sterfgevallenonderzoek. Tijdschrift Nationale Raad Orde van Geneesheren, 1997, 7, 27.
9.
Van den Enden H: Ons levenseinde humaniseren. Over waardig sterven en euthanasie. Brussel: VUBPress, 1995, 174.
10.
Van der Maas PJ, e.a.: Euthanasie en andere medische beslissingen rond het levenseinde, 19901995. Ned Tijdschr Geneesk, 1997, 141, 98-105.
11.
Van Neste F: Zelfbeschikking bij het naderende levenseinde. In: Over zichzelf beschikking? Juridische en ethische bijdragen over het leven, het lichaam en de dood. Antwerpen - Apeldoorn: MAKLU Uitgevers, 1996, 575-590.
12.
Vermeersch E: Ethische problemen rond euthanasie. In: Ouderen in solidariteit. Vlaams Welzijns congres 1993. Zaventem: Kluwer Editorial, 1993, 237-248.
13.
Zuster Leontine: Waarom nog euthanasie ? Leuven: Davidsfonds, 1995, 120 p.
Zelfmoordpogingen in de regio Gent - 1998 van Heeringen C., Meerschaert T. Universiteit Gent, Eenheid voor Zelfmoordonderzoek http://allserv.rug.ac.be/~cvheerin/
Samenvatting Gedurende 1998 werden in de regio Gent 584 zelfmoordpogingen (500 verschillende personen) geregistreerd door elf gezondheidsinstellingen in het kader van de WHO/Euro Multicentre Study on Parasuicide. De totale jaarlijkse incidentie van zelfmoordpogingen werd geschat op 265 per 100.000 inwoners, dit aantal lag bij vrouwen veel hoger dan bij mannen. In vergelijking met vorige jaren is er een daling merkbaar. De verdeling van de incidentie van zelfmoordpogingen blijkt sterk beïnvloed te zijn door sociodemografische factoren (leeftijd, burgerlijke staat, economische toestand en woonsituatie). Eenderde van de zelfmoordpogers heeft reeds eerder een of meerdere pogingen ondernomen. De beperkingen van de studie en implicaties voor behandeling en preventie van suïcidaal gedrag worden besproken.
1. Inleiding Suïcidaal gedrag is een groot probleem in Vlaanderen. De voornaamste uitwendige doodsoorzaak in 1997 bij Vlaamse mannen is zelfmoord, bij vrouwen komt zelfmoord op de tweede plaats (1). In vergelijking met de ons omringende landen ligt het aantal zelfmoorden per 100.000 inwoners vrij hoog in Vlaanderen. Cijfers over het totaal aantal zelfmoordpogingen in Vlaanderen zijn niet beschikbaar. Door de ‘Eenheid voor Zelfmoordonderzoek’van de Universiteit Gent worden sinds 1986 zelfmoordpogingen geregistreerd. Sinds 1996 werd dit registratieproject uitgebreid en maakte het deel uit van de Who/Euro Multicentre Study on Parasuicide. Deze studie van de Wereldgezondheidsorganisatie is opgestart in 1992 met als doel in verschillende Europese centra volgens eenzelfde methodologie zelfmoordpogingen te registreren, zodanig dat een vergelijking in aantal en kenmerken van zelfmoordpogingen tussen deze centra mogelijk wordt. De bedoeling van de studie is om binnen een afgebakend gebied (van minimum 200.000 inwoners) alle zelfmoordpogingen te registreren die medisch aangemeld worden. Dit omvat dus de registratie van zelfmoordpogingen aangemeld bij huisartsen, in algemene en psychiatrische ziekenhuizen en in de gevangenis.
2. Materiaal en methoden Binnen de stadskern Gent (112.831 inwoners) en zijn 14 randgemeenten (112.562 inwoners) worden sinds 1996 in zes algemene en drie psychiatrische ziekenhuizen, in de gevangenis en door 51 huisartsen zelfmoordpogingen geregistreerd.Deelnemende instellingen werd gevraagd een registratieformulier in te vullen telkens een zelfmoordpoging bij hen aangemeld werd. Het formulier bevat vragen over eigenschappen van de zelfmoordpoger en van de zelfmoordpoging. Variabelen die geregistreerd worden zijn onder meer geslacht, leeftijd, opleidingsniveau (ingedeeld in lager onderwijs, middelbaar onderwijs en hoger onderwijs), economische toestand (werkend, werkloos of economisch inactief), woonsituatie (bv. alleen, met partner, met ouders), methode gebruikt bij zelfmoordpoging, eerdere zelfmoordpogingen sinds begin van de registratieperiode, verdere doorverwijzing. Iedere drie maanden gebeurde in de deelnemende instellingen een kwaliteitscontrole door een controle van de opnamedossiers. Enkel zelfmoordpogingen van patiënten ouder dan 15 jaar werden geregistreerd. Een zelfmoordpoging werd omschreven volgens de definitie van de Wereldgezondheidsorganisatie als ‘een handeling met een niet-fatale afloop, waarbij een individu opzettelijk en weloverwogen een ongewoon gedrag stelt of initieert, dat zonder interventie van anderen zal leiden tot zelfverwonding (of zelfvernietiging). Of het is een handeling met een niet fatale-afloop, waarbij een individu opzettelijk een stof inneemt in een grotere dan de voorgeschreven of algemeen aanvaardbare therapeutische dosis, met de bedoeling via de actuele of verwachte fysische gevolgen, verlangde veranderingen te bewerkstelligen.’ Het voorkomen van zelfmoordpogingen werd berekend aan de hand van wegingsfactoren die bij de huisartsen werden bepaald door het totale aantal huisartsen te delen door het aantal registrerende huisartsen. Bij de overige instellingen werden de wegingsfactoren bekomen door het aantal zelfmoordpogingen bekomen door de kwaliteitscontrole, te delen door het aantal pogingen waarvoor een registratieformulier werd ingediend.
3. Resultaten 3.1. Aantal personen en gebeurtenissen
In 1998 werden in Gent in totaal 584 zelfmoordpogingen geregistreerd waarbij 500 personen betrokken waren. Dit komt overeen met een ratio van het aantal gebeurtenissen op het aantal personen van 1,17. Tabel 1: Aantal zelfmoordpogingen (gebeurtenissen), aantal betrokken personen, ratio en rate/100.000 inwoners. Mannen
Vrouwen
Totaal
1996
1997
1998
1996
1997
1998
1996 1997
1998
Gebeurtenissen Personen Ratio
373 322 1.16
334 289 1.15
218 198 1.1
391 352 1.11
360 306 1.18
366 302 1.21
764 674 1.13
694 595 1.16
584 500 1.17
Rate / 100.000 inw.
355
320
219
356
311
308
356
315
265
Zoals te zien in tabel 1 is er in 1998 in vergelijking met de voorbije twee jaar een daling in zowel het aantal zelfmoordpogingen als in het aantal betrokken personen. Vooral bij de mannen is er een sterke daling. Bij de vrouwen is zowel het aantal gebeurtenissen als het aantal betrokken personen in 1998 vergelijkbaar met de aantallen in 1997, maar deze cijfers liggen lager dan in 1996. Het verloop van de ratio’s is verschillend voor mannen en vrouwen. Bij de mannen is er een daling van de ratio, bij de vrouwen een stijging. Dit betekent dat in 1998 meer vrouwen meer dan één poging gedaan hebben in vergelijking met 1996 en 1997. 3.2. Voorkomen van zelfmoordpogingen: de ‘rate’per 100.000 inwoners per jaar In 1998 waren er 265 zelfmoordpogingen (gebaseerd op het aantal betrokken personen) per 100.000 inwoners. De rate bij de vrouwen (308/100.000 inwoners) ligt veel hoger dan de rate bij de mannen (219/100.000 inwoners). De rates waren in 1998 lager dan in de twee voorgaande jaren (zie tabel 1). Sinds 1986 worden alle zelfmoordpogingen aangemeld in het Universitair Ziekenhuis te Gent geregistreerd. Deze cijfers kunnen geëxtrapoleerd worden naar het totaal aantal pogingen in Gent zodanig dat een vergelijking mogelijk is met de cijfers bekomen uit de WHO/Euro Multicentre Study. Vanaf 1987 kan jaarlijks het aantal zelfmoordpogingen per 100.000 inwoners berekend worden. Figuur 1: Rates van zelfmoordpogingen (gebaseerd op het aantal gebeurtenissen) in Gent (15 jaar en ouder) 1987-1998.
600
Rate/100.000 inwoners
500
400
300
200
100
0 1987
1988
1989
1990
1991
M an n e n
1992
1993
1994
Vrouwen
1995
1996
1997
1998
T o taal
Begin jaren negentig is er een stijging van de rates na een daling van de rates eind jaren tachtig (figuur 1). Sinds 1995 nemen de rates af voor beide geslachten, behalve in 1998 waar de rate voor de vrouwen weer stijgt in vergelijking met 1997. In 1998 is er een sterke daling bij de mannen.
3.3. Leeftijd en geslacht De gemiddelde leeftijd van de zelfmoordpogers in 1998 was 36,2 jaar. De gemiddelde leeftijd van de mannen (M=37,0) lag hoger dan die van de vrouwen (M=35,6). De hoogste rates van zelfmoordpogingen werden gevonden bij jongeren, namelijk 671 per 100.000 voor vrouwen in de leeftijdscategorie 20-24 en 379 per 100.000 voor mannen tussen 15 en 19 jaar (figuur 2). Tot en met de leeftijdscategorie 45-49 lagen de rates voor vrouwen hoger dan die voor mannen, vanaf 50 jaar liggen de rates voor mannen hoger (behalve tussen 65 en 69 jaar). Figuur 2: Rates van zelfmoordpogingen (gebaseerd op het aantal betrokken personen) /100.000 inw. (ouder dan 15 j.) volgens geslacht voor 1998.
800
Rate/100.000 inwoners
700 600 500 400 300 200 100 0 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70-74 75-79 80-84 85-89 Mannen
Vrouwen
3.4. Sociodemografische variabelen Het grootste deel van de personen aangemeld naar aanleiding van een zelfmoordpoging was nooit gehuwd geweest (44%). 30% was gehuwd of officieel samenwonend, 22% was gescheiden en 4% was weduw(e)(naar). De meerderheid van de zelfmoordpogers woonde niet samen met een partner (65%) op het moment van de zelfmoordpoging Enkel een minderheid (18%) had een hogere opleiding, 82% had een opleiding middelbaar of lager onderwijs voltooid. Ongeveer de helft (49%) van de personen aangemeld voor een zelfmoordpoging was economisch inactief (studenten, huisvrouwen, invaliden en gepensioneerden), 31% was werkend en 20% werkloos. Bij al deze variabelen werden er geen significante verschillen gevonden tussen mannen en vrouwen. 3.5. Karakteristieken van de zelfmoordpoging De meest voorkomende methode (88%) gebruikt bij een zelfmoordpoging is vergiftiging met medicatie, alcohol, pesticides en/of dampen. 39% van de zelfmoordpogers gebruikte meer dan een methode bij de poging. Er werden geen significante verschillen tussen mannen en vrouwen gevonden. Het grootste gedeelte (68%) van de patiënten aangemeld met een zelfmoordpoging werd doorverwezen voor hospitalisatie, 16% werd verwezen naar een ambulante setting en 16% werd niet doorverwezen. In 66% van de gevallen betrof het een eerste zelfmoordpoging, 18% van de pogers had al één zelfmoordpoging eerder ondernomen en voor 16% was het minstens al de derde poging. In figuur 3 wordt het percentage van voorkomen van zelfmoordpogingen per maand voorgesteld. Om een betrouwbaarder beeld te krijgen is het gemiddelde genomen over drie jaren (1996-1998). Er zijn twee pieken, één in maart en één in oktober. In de maanden februari, augustus en december is er een daling in het aantal zelfmoordpogingen.
Figuur 3: Percentage van voorkomen van zelfmoordpogingen per maand (1996-1998).
12%
10%
8%
6%
4%
2%
0%
4. Bespreking Uit deze studie blijkt dat het totaal aantal zelfmoordpogingen per 100.000 inwoners 265 bedraagt. In vergelijking met de twee voorgaande jaren is dit een sterke daling. Deze daling in het totale aantal wordt vooral veroorzaakt door een daling bij de mannen. Bij de vrouwen is de daling die ingezet was in 1995 gestopt, en is er weer een lichte stijging van het aantal zelfmoordpogingen. In vergelijking met andere Europese centra blijft het cijfer in Gent hoog (2). Vergelijkbaar met vorig onderzoek ligt het aantal zelfmoordpogingen bij vrouwen hoger dan bij mannen. Er is een duidelijke invloed van sociodemografische factoren (leeftijd, burgerlijke staat, woonsituatie, opleidingsniveau, economische toestand) op het aantal zelfmoordpogingen. De meeste personen werden na hun poging doorverwezen voor hospitalisatie of voor ambulante nazorg, 16% werd niet doorverwezen, meestal omdat de poger op eigen initiatief ontslag nam voordat er afspraken gemaakt konden worden. 5. Besluiten Op basis van de beschikbare gegevens is het niet mogelijk om een uitspraak te doen over de oorzaak van de aangetoonde verschuivingen. Met betrekking tot de daling bij de mannen kan, omwille van de multicausale basis van suĂŻcidaal gedrag, zowel een vermindering in het voorkomen van risicofactoren (zoals werkloosheid bij mannen) als een toename van beschermende factoren (zoals herkenning en behandeling van depressies) een rol spelen. Uit deze studie blijkt dat de grootste risicogroep jonge, ongehuwde en economisch inactieve mannen en vrouwen zijn die geen hogere opleiding genoten hebben. Samenvoegen van epidemiologische gegevens, zoals beschreven in dit artikel, en gegevens van bijvoorbeeld de hulpverlening aangaande aanmeldingen omwille van suĂŻcidaliteit en toegepaste behandelingen kan bijdragen tot een beter inzicht in de oorzaken van de beschreven epidemiologische verschuivingen. Voorwaarden zijn een continuering van de registratie van dit belangrijk volksgezondheidsprobleem en een samenwerking met de registratie in de gezondheidszorg. 6. Literatuurlijst 1. 2.
Gezondheidsindicatoren 1997, ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, afdeling Preventieve en Sociale Gezondheidszorg. van Heeringen C, Meerschaert T, Berckmoes A: Attempted suicide in Gent: results from the WHO/ Euro Multicentre Study on Parasuicide in 1996. Arch Public Health 1999; 57; 171-184.
Geboorten in Vlaanderen, een kort historisch overzicht.1 Willems P.
1. De databronnen Het is minder gemakkelijk dan men doorgaans denkt om te weten te komen hoeveel kinderen er in een bepaald jaar geboren zijn in Vlaanderen 2 . Deels hangt dat af van definities: gaat het om kinderen die in het Vlaams Gewest geboren zijn, of gaat het over het aantal kinderen dat vrouwen die in Vlaanderen wonen hadden in de loop van het jaar? Tellen we enkel de levendgeboren kinderen of tellen we ook de doodgeboren kinderen mee of kinderen die levend geboren zijn maar levenloos werden aangegeven? Er is maar één officiële bron om dat allemaal precies te weten te komen en dat is het Nationaal Instituut voor de Statistiek (NIS). Maar ook bij het NIS zijn er soms meerdere cijfers in omloop en is het lang wachten vooraleer we een definitief cijfer krijgen. De cijfers waarover we het snelst kunnen beschikken zijn de voorlopige maandcijfers van het NIS . Maandelijks sturen alle gemeentebesturen van het land gegevens over huwelijken, overlijdens, echtscheidingen en geboorten door naar het NIS, en bij die zending zit een briefje waarop staat hoeveel sterfte-, geboorte-, huwelijks- en echtscheidingsformulieren in die zending zitten. Op basis daarvan publiceert het NIS, met een vertraging van slechts enkele maanden, de voorlopige maandcijfers van de geboorten. Op figuur 1 staan de voorlopige maandcijfers van het NIS van 1978 tot en met 1998 naast dedefinitieve en officiële cijfers van het aantal geboorten in Vlaanderen die pas veel later bekend raken. De derde lijn op figuur 1 zijn de cijfers die van het Studiecentrum voor Perinatale Epidemiologie afkomstig zijn. Figuur 1: Geboortestroom Vlaams Gewest - verschillende bronnen. 74.000 73.000 72.000 71.000 70.000 69.000 68.000 67.000 66.000 65.000
Voorlopige cijfers NIS
64.000
Definitieve cijfers NIS
63.000
S.P.E.
62.000 61.000 60.000 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998
Tussen de voorlopige en de definitieve cijfers van het NIS is er tegenwoordig bijna geen verschil meer. Het enige vervelende is dat die voorlopige cijfers zéér beperkt zijn: we weten alleen hoeveel geboorten er werden genoteerd, maar we weten niets over het geslacht van het kind, of het een levend- dan wel een doodgeboren kindje betrof, of het een eerste of tweede of derde kind was, en we weten ook niets over de leeftijd van de moeder bij de geboorte. Dat zijn dingen die we wèl weten wanneer de definitieve cijfers beschikbaar komen, maar zoals op de grafiek valt af te lezen zijn die cijfers pas met zeer veel vertraging bekend. Bij het ter perse gaan van deze tekst (eind mei 1999) zijn de definitieve cijfers van 1994 al wel bekend maar nog steeds niet gepubliceerd. Er zit dus een vertraging op van vier tot vijf jaar. En dan is er de reeks van het SPE. Na een erg groot verschil met de officiële cijfers bij het opstarten van het registratiesysteem van het SPE is de kloof met de officiële cijfers grotendeels gedicht maar niet verdwenen. Dat komt o.a. omdat het SPE niet alle thuisbevallingen registreert, maar ook voor de rest zijn de cijfers moeilijk te vergelijken omdat in de reeksen van het NIS enkel geboorten worden geteld bij moeders die in Vlaanderen wonen en daar zit Brussel dus NIET bij. 1 Met dank aan het Studiecentrum voor Perinatale Epidemiologie (SPE) voor overname van deze tekst uit hun jaarverslag van 1998. Op enkele punten werd de tekst aangepast. 2 Ik gebruik in deze tekst Vlaanderen en Vlaams Gewest als synoniemen. Het Brussels Hoofdstedelijk Gewest is daar NIET inbegrepen. In alle cijfers die ik geef gaat het over mensen die in het Vlaams Gewest wonen.
Ondanks deze verschillen is het verloop van de geboorten in de drie reeksen nagenoeg identiek: een terugval met 8.000 geboorten in het begin van de jaren tachtig, een korte heropleving tussen 1985 en 1990, een nieuwe terugval tussen 1991 en 1995, een korte periode van stabilisatie en in 1998 blijkbaar opnieuw een terugval, in die mate dat 1998 voorlopig het laagste cijfer in de gehele naoorlogse periode oplevert. Het aantal geboorten is dus allesbehalve een kalme stroom met een regelmatig debiet. Er zitten grote schommelingen in en dat maakt het leven er niet gemakkelijker op.
2. Geboortestroom en leeftijdsopbouw We verruimen het perspectief in figuur 2. Daarop staat het geboorteverloop in Vlaanderen vanaf 1898 tot en met 1998. Het aantal geboorten staat op de verticale assen. Op de horizontale as bovenaan staan de jaren van 1898 (links) tot en met 1998 (rechts). In de loop van deze eeuw is de geboortestroom aan felle schommelingen onderhevig geweest. De Eerste Wereldoorlog veroorzaakt een zware terugval in het aantal geboorten. Van meer dan 100.000 geboorten per jaar in het begin van deze eeuw, zakt het aantal geboorten zeer snel naar een absoluut dieptepunt van ongeveer 46.500 geboorten. Na de Eerste Wereldoorlog herstelt het aantal geboorten zich op een niveau van meer dan 80.000 geboorten per jaar. Tijdens de crisis van de jaren dertig zakt het aantal geboorten daaronder en tijdens de Tweede Wereldoorlog zakt het nog verder weg. Gedeeltelijk is dat ook een echo van de terugval tijdens de Eerste Wereldoorlog. Daar komen we straks nog even op terug. Na de Tweede Wereldoorlog begint langzaam de aanloop naar hetgeen bekend staat als de naoorlogse babyboom die in 1964 z’n toppunt bereikt met meer dan 96.000 geboorten. Nadien volgt de periode van denataliteit: tussen 1964 en 1975 valt het aantal geboorten met bijna 29.000 terug. Wat er na 1975 gebeurde kwam al in figuur 1 ter sprake.
1998
1993
1988
1983
1978
1973
1968
1963
1958
1953
1948
1943
1938
1933
1928
1923
1918
1913
1908
1903
1898
Figuur 2: Geboorteverloop 1898-1998 (Vlaams Gewest).
120.000
120.000
100.000
100.000
Babyboom Crisis
80.000
80.000
Denataliteit
WO2
60.000
60.000
WO1 40.000
40.000
20.000
20.000
0
10 0
95
90
85
80
75
70
65
60
55
50
45
40
35
30
25
20
15
10
5
0
0
De geboortestroom van figuur 2 wordt hieronder hernomen in figuur 3 met dit verschil: de richting van de as bovenaan is omgekeerd: het verleden ligt nu rechts en het heden ligt links. Op de verticale as links staat nog altijd het aantal geboorten. De tweede lijn op figuur 3 geeft de leeftijdsopbouw van de bevolking in het Vlaams Gewest op 31 december 1998, d.w.z. het aantal inwoners naar leeftijd. Het aantal inwoners kan worden afgelezen op de verticale as rechts terwijl de leeftijd op de horizontale as onderaan staat. Uiteraard is er een verband tussen de geboortestroom en de leeftijdsopbouw van een bevolking. Met behulp van de leeftijdsopbouw van een bevolking kan je voor een groot stuk de demografische geschiedenis van een bevolking beschrijven: er zijn zo veel 34-jarigen omdat er 34 jaar geleden, in 1998-34=1964 zoveel kinderen werden geboren tijdens de babyboom. Er zijn zo weinig 81-jarigen omdat er 81 jaar geleden, in 1917 zo weinig kinderen werden geboren tijdens de Eerste Wereldoorlog. De geboortestroom, zo moge duidelijk zijn, boetseert de leeftijdsopbouw.
120.000
1898
1903
1908
1913
1918
1923
1928
1933
1938
1943
1948
1953
1958
1963
1968
1973
1978
1983
1988
1993
1998
Figuur 3: Geboorteverloop 1898-1998 en inwoners naar leeftijd op 31/12/1998 (Vlaams Gewest).
120.000
100.000
100.000 Babyboom
80.000
80.000 Denataliteit
60.000
60.000 WO2
40.000
40.000
WO1 Geboorten Leeftijdsopbouw
20.000
20.000
0 0
5
10
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
80
85
90
95
0 100
1906
1911
1916
1921
1926
1931
1936
1941
1946
1951
1956
1961
1966
1971
1976
1981
1986
1991
1996
De leeftijdsopbouw van Nederland (figuur 4) vertelt ons hoe de geboortestroom er in Nederland uitzag in de loop van de laatste eeuw. Niet enkel de geboortestroom boetseert de leeftijdsopbouw: mensen sterven en daarom loopt de curve van de leeftijdsopbouw onherroepelijk naar 0 naarmate de leeftijd vordert, maar zelfs op die oudere leeftijden zie je nog steeds de invloed van de geboortestroom. Indien er in '14-'18 géén wereldoorlog zou geweest zijn, dan zou die diepe put er niet zijn in de geboortestroom op figuur 3, en dan zou er geen knik in de leeftijdsopbouw zitten bij de 80 tot 85-jarigen. Figuur 4: Leeftijdsopbouw op 31/12/1996 en geboortestroom in Nederland.
300.000
300.000
250.000
250.000
200.000
200.000
150.000
150.000 Leeftijdsopbouw Geboortenstroom
100.000
100.000
50.000
0
0
50.000
5
10
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60
65
70
75
80
85
90
0
3.De leeftijdsopbouw van het verleden en de leeftijdsopbouw van de toekomst Op figuur 5 wordt aan de hand van de leeftijdsopbouw van de vrouwelijke bevolking getoond hoe die vorm veranderd is met het verloop van tijd. Het paneel linksboven geeft de leeftijdsopbouw van het jaar 1972. De babyboom is nog maar net voorbij en dat maakt dat de babyboomers nog geen tien jaar oud zijn. In 1972 zijn de kleine geboortegeneraties van tijdens de Eerste Wereldoorlog 50 tot 55 jaar oud. Zestien jaar later, in 1988 vinden we de babyboomgeneratie terug in de leeftijdsgroep rond 25 jaar en de generatie van de Eerste Wereldoorlog is dan rond de zeventig jaar. Op de drie panelen is goed te zien hoe de grote knikken die in de leeftijdsopbouw zijn ontstaan onder invloed van schommelingen in de geboortestroom, met het verloop van tijd onafwendbaar verschuiven naar de oudere leeftijdsgroepen. De leeftijdsopbouw verschuift elk jaar met één eenheid naar rechts, en aan de linkerkant wordt de grafiek jaarlijks bijgevuld met de geboorten van het laatste jaar. De twee paneeltjes daaronder geven een idee van de leeftijdsopbouw van de toekomst. In het jaar 2020 zullen de grote generaties van de babyboom 55 jaar oud zijn. De kleine generaties van de Eerste Wereldoorlog zijn tegen die tijd definitief uit de leeftijdsopbouw verdwenen. De knik bij de tachtigjarigen zijn de kleine generaties uit de Tweede Wereldoorlog. Ook van die groep is er in de leeftijdsopbouw van 2050 niets meer te merken. Zelfs de generatie van de babyboom is tegen die tijd al flink afgetopt door de dood want die generatie is dan ruim tachtig jaar oud. De omvang van de bevolking en de vorm van de leeftijdsopbouw wordt voor een groot deel bepaald door het aantal geboorten. Maar ook het omgekeerde is waar: het aantal geboorten hangt af van de omvang van de bevolking.
Figuur 5: Leeftijdsopbouw van de vrouwelijke bevolking in Vlaanderen in 1972, 1988 en 1989 Leeftijdsopbouw vrouwen, Vlaanderen 1972.
Leeftijdsopbouw vrouwen, Vlaanderen 1988.
50.000
50.000
45.000
45.000
40.000
40.000
35.000
35.000
Aa 30.000 ntal 25.000
Aa 30.000 ntal 25.000
20.000
20.000
15.000
15.000
10.000
10.000
5.000
5.000
0
0 0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
0
10
20
30
40
Leeftijd
50
60
70
80
90
100
Leeftijd
Leeftijdsopbouw vrouwen, Vlaanderen 1998.
50.000 45.000 40.000 35.000 Aa 30.000 ntal 25.000 20.000 15.000 10.000 5.000 0 0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
Leeftijd
Figuur 6: Geprojecteerde leeftijdsopbouw van de vrouwelijke bevolking in Vlaanderen in 2020 en 2050 Leeftijdsopbouw vrouwen, Vlaanderen 2050.
Leeftijdsopbouw vrouwen, Vlaanderen2020.
40.000
50.000 45.000
35.000
40.000 30.000 35.000 Aa 30.000 ntal 25.000
Aa ntal
20.000
25.000 20.000 15.000
15.000 10.000 10.000 5.000
5.000 0
0 0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
Leeftijd
0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
Leeftijd
De omvang van de bevolking en de vorm van de leeftijdsopbouw wordt voor een groot deel bepaald door het aantal geboorten. Maar ook het omgekeerde is waar: het aantal geboorten hangt af van de omvang van de bevolking.
4. Absolute cijfers versus verhoudingscijfers In Vlaanderen worden er uiteraard veel minder kinderen geboren dan in Nederland. In Nederland werden in 1996 bijna 189.500 geboorten genoteerd en in Vlaanderen slechts 64.500. Maar in Nederland wonen 15,5 miljoen mensen en in Vlaanderen maar 5,9 miljoen. Om eerlijke vergelijkingen te maken tussen geboorteaantallen moeten we dat verschil in bevolkingsomvang in rekening brengen en daarom wordt het brutogeboortecijfer berekend, i.e. het aantal geboorten per duizend inwoners.
Dat geeft voor Vlaanderen en Nederland in 1996 volgende uitslag:
Geboorten Inwoners (Geboorten/Inwoners)*1000
Vlaanderen 64.500 5.880.400
Nederland 189.500 15.493.900
10,97
12,23
Dezelfde redenering moeten we maken wanneer aantallen geboorten in de tijd met elkaar worden vergeleken. In 1972 werden er in Vlaanderen 2.859 geboorten genoteerd bij vrouwen van dertig jaar, en in 1988 zijn er dat veel meer: 4.025. Maar als we de leeftijdsopbouw van 1972 vergelijken met die van 1988 (zie fig. 5) zien we onmiddellijk dat er in 1972 veel minder 30-jarige vrouwen waren dan in 1988. En daarom geldt opnieuw: om eerlijke vergelijkingen te maken tussen geboorteaantallen moeten we dat verschil in bevolkingsomvang in rekening brengen en daarom moeten we leeftijdsspecifieke geboortecijfers berekenen, i.e. het aantal geboorten bij vrouwen van een bepaalde leeftijd per honderd vrouwen van die leeftijd. Dat geeft voor geboorten bij 30-jarige vrouwen in 1972 en 1988 het volgende resultaat:
Geboorten bij 30-jarige vrouwen Aantal dertigjarige vrouwen (Geboorten bij 30-jarige/Aantal 30-jarige vrouwen)*100
1972 2.859 30.608
1988 4.025 44.110
9,34
9,12
Het aantal geboorten hangt af van de omvang van de bevolking. Om het effect van de bevolkingsomvang te neutraliseren wordt de ratio geboorten / bevolking berekend. Het aantal geboorten in een bepaalde leeftijdsgroep van vrouwen hangt af van het aantal vrouwen in die leeftijdsgroep. Om het effect van de leeftijdsopbouw te neutraliseren wordt de ratio berekend van het aantal geboorten in die leeftijdsgroep / de omvang van die leeftijdsgroep. Leeftijdsspecifieke geboortecijfers 3 worden niet beĂŻnvloed door de omvang van de bevolking of door de vorm van de leeftijdsopbouw. Als we leeftijdsspecifieke geboortecijfers van het verleden vergelijken met die van nu, dan zijn veranderingen daarin niet te wijten aan verschillen in de leeftijdsopbouw, maar aan verschillen in het gedrag van mensen.
5. Evolutie van de vruchtbaarheid in Vlaanderen Wanneer demografen het over de evolutie van de vruchtbaarheid hebben, bedoelen ze daarmee hoe leeftijdsspecifieke geboortecijfers mettertijd veranderen. Op figuur 7 worden de leeftijdsspecifieke geboortecijfers van 1972, 1980, 1995 en 1998 naast elkaar getekend. Die twee laatste reeksen werden getekend met behulp van het materiaal van het SPE. Als uitgangspunt voor het totaal aantal geboorten in die twee jaren werden de voorlopige maandcijfers van het NIS gebruikt. Maar om het profiel naar leeftijd te schatten werd het materiaal van het SPE gebruikt.
Geboorten/100 vrouwen
Figuur 7:Evolutie van het leeftijdsprofiel van de vruchtbaarheidscijfers in het Vlaams Gewest tussen 1972 en 1998. 17 16 15 14 13 12 11 10 9 8 7 6 5 4 3 2 1 0
1972 1980 1995 1998
15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 Leeftijd
3
Dikwijls ook leeftijdsspecifieke vruchtbaarheidscijfers genoemd
Deze grafiek geeft per leeftijd (horizontale as) het aantal geboorten per 100 vrouwen (verticale as) zoals opgemeten in vier verschillende jaren. Eén ding valt onmiddellijk op: de gehele klokvorm is naar rechts verschoven en een beetje ingezakt. We bekijken achtereenvolgens de cijfers op leeftijden twintig, vijfentwintig en dertig in detail. 8,4% van de vrouwen die twintig jaar oud werden in 1972 kregen in datzelfde jaar een kind. In 1980 is dat nog maar 5,5%, in 1995 is het gedaald tot 2,4% en in 1998 tot 2,1%. Het aantal geboorten op jonge leeftijd is tussen 1972 en 1998 drastisch gedaald. Wat gebeurt er op leeftijd 25? Van de vrouwen die vijfentwintig werden in 1972 kreeg 16,4% in datzelfde jaar een kind. In 1980 is het nog altijd 16,1%, maar in 1995 is het gedaald naar 10,5% en drie jaar later, in 1998 is het nog maar 9,4%. Moederschap op jonge leeftijd wordt vermeden. Op dertigjarige leeftijd is het verhaal anders: tussen 1972 en 1980 dalen de cijfers van 10,1 naar 9,3 %, maar vanaf dan gaan ze in stijgende lijn naar 12,7% in 1995 en 13,6% in 1998. Het krijgen van kinderen wordt uitgesteld naar latere leeftijden. Hetzelfde verhaal wordt in figuur 8 met behulp van een andere voorstelling herhaald: in plaats van het volledige profiel van de leeftijdsspecifieke geboortecijfers te geven op vier verschillende tijdstippen, geeft figuur 8 de evolutie van geboortecijfers op vier verschillende leeftijden over de gehele tijdspanne. Tussen 1972 en 1987 gaan de geboortecijfers op 20-jarige leeftijd volgens een bijna rechte lijn naar beneden van 8,4% naar 2,5%. Nadien stabiliseren ze zich op dat lage peil. De geboortecijfers op leeftijd 25 blijven tussen 1972 en 1982 schommelen rond 15 à 16 %. Vanaf dan is de trend continu dalend om in 1998 uit te komen rond 9,4%. Wat zich op leeftijd 30 afspeelt is daar bijna het spiegelbeeld van: vanaf 1984 stijgen de cijfers in rechte lijn van een plateau van ongeveer 9 à 10% naar meer dan 13,5% in 1998. En op leeftijd 35 wordt dat nog eens overgedaan, zij het op een veel lager niveau van 2,5 naar iets meer dan 4%. Figuur 8: Evolutie van de geboortecijfers op verschillende leeftijden - Vlaanderen 1972-1998. 18
Geboorten / 100 vrouwen
16 14
20 25
12
30 35
10 8 6 4 2 0 1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
Jaar
Er worden dus nog wel kinderen geboren, maar het zijn er minder dan vroeger. Maar wat vooral opvalt is de spectaculaire verschuiving wat betreft de leeftijd waarop vrouwen kinderen krijgen. Figuur 9: Evolutie van de gemiddelde leeftijd bij de geboorte, Vlaanderen 1972-1998.
Gemiddelde moederschapsleeftijd
29,0
28,5
28,0
27,5
27,0
26,5 1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986 Jaar
1988
1990
1992
1994
1996
1998
Tussen 1978 en 1998 is de gemiddelde leeftijd waarop vrouwen een kind kregen gestegen van iets meer dan 26,5 jaar tot meer dan 28,5 jaar. Wat het aantal kinderen betreft dat vrouwen gemiddeld krijgen: daarvan geeft de oppervlakte onder de curven van figuur 7 een idee. Die oppervlakte komt overeen met de som van de leeftijdsspecifieke geboortecijfers van één jaar. De waarde van die som is nogal moeilijk interpreteerbaar: die som is gelijk aan het gemiddeld aantal kinderen dat een vrouw zou krijgen in de veronderstelling dat de geboortecijfers in de toekomst niet meer zouden veranderen. Anders uitgedrukt: stel dat in de eerstkomende 35 jaar de leeftijdsspecifieke geboortecijfers van 1998 zouden blijven gelden. Dat zou betekenen dat een generatie vrouwen die in 1998 vijftien jaar wordt kinderen zou krijgen à rato van de vruchtbaarheidscijfers van 1998. Vijfendertig jaar later, in 2033 worden die vrouwen 50 jaar. Indien bovenstaande condities gelden dan zou die generatie uitkomen op gemiddeld 1,5 kinderen per vrouw. Met de vruchtbaarheidscijfers van 1972 zou dat uitkomen op een gemiddelde van bijna 2,1. Figuur 10 geeft het verloop van de som van de leeftijdsspecifieke geboortecijfers. Die som wordt meestal het Totaal Vruchtbaarheidscijfer (TVC) genoemd.
Verwacht gemiddeld kindertal per vrouw bij onveranderlijke geboortecijfers
Figuur 10: Evolutie van de som van de geboortecijfers, Vlaanderen 1972-1998. 2,1
2,0
1,9
1,8
1,7
1,6
1,5
1,4 1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
Jaar
We beperken ons hier tot een zeer globale analyse: het spreekt voor zich dat een veel genuanceerder beeld ontstaat wanneer daarnaast een analyse wordt gemaakt van wat er écht per generatie gebeurt. Dat zou ons te ver leiden. Bovendien zou de analyse aan rijkdom winnen indien er ook rekening zou worden gehouden met de geboorterang van het kind. Helaas wordt in de geboorteregistratie van het NIS enkel de rang in het huidig huwelijk genoteerd en niet de werkelijke geboorterang. Het toenemend aantal geboorten buiten het huwelijk (i.e. voor of na een huwelijk of bij koppels die helemaal niet aan trouwen denken) maakt dat daarvoor allerlei schattingen moeten worden gemaakt op basis van secundair materiaal 4 .
6. Achtergronden Ook wat de achtergronden betreft beperken we ons tot twee markante verschijnselen: de evolutie van huwelijken en echtscheidingen. Net zoals er leeftijdsspecifieke geboortecijfers worden berekend kunnen er ook leeftijdsspecifieke huwelijkscijfers en leeftijdsspecifieke echtscheidingscijfers worden berekend. Ook dat zijn cijfers waarin het verstorend effect van veranderingen in de leeftijdsopbouw geneutraliseerd is en die zicht geven op gedragsveranderingen. Die huwelijks- en echtscheidingscijfers verklaren al voor een groot stuk de evolutie van de geboortecijfers. Uiteraard verleggen we daarmee het probleem, want dan moet er gezocht worden naar de verklaring van veranderingen in huwelijks- en echtscheidingsgedrag 5 . De veranderingen van de geboortecijfers konden we als volgt samenvatten: steeds minder en later. Hetzelfde geldt, maar in nog veel sterkere mate, voor het huwelijk. Er wordt steeds minder getrouwd, en diegenen die toch nog trouwen doen het op alsmaar oudere leeftijd. Op figuur 11 wordt de evolutie van de huwelijkscijfers gegeven: het gaat daarbij alleen over eerste huwelijken bij vrouwen. 4
5
Zie voor een analyse van cijfers per generatie en geboorterang: Willems, P., Demographic overview Belgium: fertility tables and contour maps of Belgian fertility, 1954-1988 in G.Beets e.a.(Ed),Population and Family in the low countries 1992, Family and labour, blz 218-240. Zie daarvoor o.a. Lesthaeghe, R., e.a. , Eerst optellen, dan delen. Demografie, Economie en Sociale Zekerheid, Garant, 1998, blz. 27-50.
Figuur 11: Eerste huwelijken per 100 vrouwen - Vlaams Gewest. 14
Gen '58
13
1ste huwelijken / 100 vrouwen
12 11 10 9
Gen '68
8
1979 1989
7
1997
6 5 4 Gen '76
3 2 1 0 15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
26
27
28
29
30
31
32
33
34
35
Leeftijd
De generatie vrouwen geboren in 1958 wordt 21 jaar oud in 1979 en op die leeftijd trouwt meer dan 13,5% van die generatie. We kijken 10 jaar later naar wat er op dezelfde leeftijd gebeurt. Dan is het de generatie van 1968 die 21 jaar wordt. Hun enthousiasme om te trouwen ligt heel wat lager want slechts 8,9% trouwt op die leeftijd. En in de generatie van 1976 is de belangstelling voor het huwelijk op zo’n jonge leeftijd miniem: slechts 3,5% trouwt op 21-jarige leeftijd. Dat is niet minder dan een aardverschuiving. Men trouwt dan wel later, maar op de grafiek is toch duidelijk te zien dat het oppervlak onder de curve van 1997 (=som van de 1ste huwelijkscijfers) vele malen kleiner is dan de oppervlakte onder de curve van 1979. Trouwen is weinig populair. Het is uiteraard geen conditio sine qua non voor het krijgen van kinderen, maar het heeft er toch nog altijd veel mee te maken. Het aantal buitenhuwelijkse geboorten stijgt wel, maar niet aan de snelheid waarmee de huwelijkscijfers dalen. Er is m.a.w. tot nog toe geen volledige compensatie van de ene beweging door de andere. Geboorten: steeds minder en later. Huwelijken: idem dito. Voor echtscheidingen geldt dan weer het omgekeerde: steeds meer en vroeger zoals uit figuur 12 blijkt. Figuur 12 geeft aan hoe de leeftijdsspecifieke echtscheidingscijfers met verloop van tijd steeds hoger komen liggen. Dit zijn opnieuw cijfers die onderling met elkaar mogen worden vergeleken, die niet worden beïnvloed door de vorm van de leeftijdsopbouw en die zicht geven op gedragsveranderingen. De drie curven volgen nagenoeg hetzelfde patroon: het aantal echtscheidingen per 100 vrouwen stijgt vrij snel naar een plateauwaarde waarop ze dan gedurende lange tijd blijven hangen. In 1979 liggen de cijfers in het leeftijdsbereik van 25 tot 45 jaar op ongeveer 0,6 echtscheidingen per 100 vrouwen. Dat zijn wel lage cijfers op elke leeftijd apart, maar toch loopt het totaal op. Want ook voor deze cijfers geldt hetzelfde als wat voor de vruchtbaarheidscijfers geldt. Als je de echtscheidingscijfers van een bepaald jaar bij elkaar optelt, dan krijg je het uiteindelijk percentage vrouwen van een fictieve generatie dat uit het huwelijk stapt. Indien een generatie vrouwen zou scheiden à rato van de cijfers van 1979 dan zou meer dan 17% van die generatie scheiden. In 1989 liggen de cijfers op een hoger peil: in het leeftijdsbereik van 25 tot 45 jaar is het cijfer gemiddeld 0,95 echtscheidingen per 100 vrouwen. Een generatie die à rato van die cijfers zou scheiden zou uitkomen op 25% echtscheidingen. En de cijfers van 1997 liggen opnieuw een pak hoger: gemiddeld 1,18 echtscheidingen per 100 vrouwen tussen leeftijden 25 en 45 jaar. Aan dat scheidingsritme zou uiteindelijk één op drie vrouwen scheiden. Let wel: dit zijn % berekend op alle vrouwen, gehuwden en ongehuwden samen. Indien we cijfers zouden hebben waar we het aantal echtscheidingen per leeftijd delen door het aantal gehuwde vrouwen van die leeftijd, dan zou de uitkomst nog heel wat hoger uitvallen.
7. Wat brengt de toekomst? De toekomst is principieel onvoorspelbaar, maar toch kunnen we vooruitberekeningen maken die ons een idee geven van wat de gevolgen kunnen zijn indien zich bepaalde tendensen zouden doorzetten. Dat zijn geen voorspellingen maar simulaties die antwoord geven op de vraag wat er zou gebeuren indien… De leeftijdsopbouw van 2020 en 2050 die in figuur 6 wordt gegeven6 gaat ervan uit dat de generaties vrouwen waarin zeer lage vruchtbaarheidscijfers op jonge leeftijd werden waargenomen, die achterstand gedeeltelijk zullen compenseren door een hogere vruchtbaarheid op oudere leeftijden 7 . M.a.w. er wordt berekend wat de gevolgen zouden zijn indien de tendens die in de figuren 7 en 8 wordt geïllustreerd zich doorzet. Het resultaat is de leeftijdsopbouw die in figuur 6 staat. Tegen het jaar 2050 zou dat leiden tot een sterk verouderde bevolking. De babyboom ligt tegen die tijd met z’n volle gewicht op de leeftijdsgroepen 80+ in het rechterbeen van de curve. Het linkerbeen is het gevolg van de combinatie lage vruchtbaarheidscijfers en een steeds kleiner aantal potentiële moeders. Want geboorten en leeftijdsopbouw, i.e. aantallen mensen, hangt samen. Dalende geboortecijfers leiden tot steeds minder geboorten. Minder geboorten nu heeft binnen 20 tot 30 jaar voor gevolg dat er dan minder 20 tot 30-jarige vrouwen zijn. Minder vrouwen met nog lagere vruchtbaarheid leidt tot nog minder geboorten etc.. Het effect van dat mechanisme zien we ook al in figuur 2 waar de geboortestroom werd uitgetekend. De put in de geboortestroom ten tijde van de Tweede Wereldoorlog is voor een stuk ook een echo van wat er gedurende de Eerste Wereldoorlog is gebeurd. Tussen 1940 en 45 worden er weinig kinderen geboren omdat er in die periode ook merkelijk minder vrouwen zijn rond de modale moederschapsleeftijd, i.e. de leeftijden met de hoogste geboortecijfers. Het aantal 15 tot 49-jarige vrouwen in 1942 en de leeftijdsspecifieke geboortecijfers van dat jaar worden tezamen op figuur 13 getoond. En omdat voor elke leeftijd geldt dat geboorte- of vruchtbaarheidscijfers gelijk zijn aan het aantal geboorten gedeeld door het aantal vrouwen van die leeftijd, geldt ook het omgekeerde: het aantal geboorten is gelijk aan de leeftijdsopbouw vermenigvuldigd met de geboortecijfers. Figuur 12: Echtscheidingscijfers Vlaams Gewest. 1,5 1,4
Echtscheidingen / 100 vrouwen
1,3 1,2
1979
1,1
1989 1997
1,0 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0,0 19
20
21
22
23
24
25
26
27
28
29
30
31
32 Leeftijd
33
34
35
36
37
38
39
40
41
42
43
44
45
Figuur 13: België 1942. Vruchtbaarheidscijfers (rechts) en leeftijdsopbouw (links). 70.000
14
60.000
12
Aantal vrouwen
10
Vruchtbaarheidscijfers 40.000
8
30.000
6
20.000
4
10.000
2
0
Geboorten per 100 vrouwen
Vrouwen
50.000
0 15
20
25
30
35
40
45
Leeftijd
Anders gezegd: indien op figuur 13 de lijn met donkere bolletjes die het aantal vrouwen weergeeft horizontaal zou gelopen hebben, dan zou in die jaren het aantal geboorten op een hoger peil hebben gelegen. De lage geboorteaantallen tijdens de Tweede Wereldoorlog worden dus mede veroorzaakt door de passage van de kleine geboortegeneraties van de Eerste Wereldoorlog door de leeftijdsgroep waarop de vruchtbaarheid doorgaans het hoogst is. Zo zouden ook de lage geboorteaantallen van de toekomst het gevolg zijn van de passage van de kleine geboortegeneraties die na de jaren 1970 zijn geboren doorheen het vruchtbare leeftijdsinterval. Het huidig vruchtbaarheidspeil is te laag om de bevolking op termijn in stand te houden. Steeds lagere geboorteaantallen leidt tot minder kinderen en dat wordt bedoeld met de ontgroening van de bevolking. Toen ik vorige keer een bijdrage schreef voor het activiteitenverslag van het SPE (1991) leek het er op dat er een kentering op komst was en dat de vruchtbaarheidscijfers op jonge leeftijd niet langer daalden terwijl die op oudere leeftijd stegen. Vandaar de titel van destijds: “Het einde van de ontgroening?” Gelukkig maar dat ik in de titel ook het vraagteken had voorzien.
6 Afkomstig van de officiële bevolkingsprojecties van het Nationaal Instituut voor de Statistiek. Zie voor de vruchtbaarheidshypothese die daarvoor werd gehanteerd: Willems, P, Vruchtbaarheid, in: Nationaal Instituut voor de Statistiek en Federaal Planbureau: Bevolkingsvooruitzichten 1995-2050, blz. 37-54. 7 Zie ook R. Lesthaeghe en P. Willems, Is low fertility a temporary phenomenon in the European Union?, Population and Development Review, 25, 2, 1999, blz. 211-228.
Omwille van meerdere fundamentele veranderingen op gebied van gegevensverzameling en -verwerking is 1998 een bijzonder jaar: meer gegevens en een andere classificatie maken een aantal nieuwe inzichten mogelijk. De keerzijde van de medaille is dat er een opbouw van nieuwe expertise en omzichtigheid bij de interpretatie vereist is.
1. Vaststellingen 1.1. Sterfte De voornaamste doodsoorzaken van 1998 bestaan zoals in 1997 voornamelijk uit hart- en vaatziekten, kankers, aandoeningen van de luchtwegen, de uitwendige doodsoorzaken en aandoeningen van het spijsverteringsstelsel. Veel van deze sterfgevallen zijn vermijdbaar door adequate preventie op gebied van roken, voeding, psychosociale en fysische omgevingsfactoren… Een aantal preventiemogelijkheden zijn gekend en een deel ervan werden omgezet in specifieke programma’s. Het succes ervan is niet altijd overweldigend: zelfmoord, verkeersongevallen, ‘hartinfarcten’, long- en borstkanker blijven een te hoge tol eisen, ook in de jongere leeftijdsgroepen. De vermijdbare sterfte - het aantal sterfgevallen dat bij optimale preventieve en curatieve zorgen had kunnen vermeden worden - in de leeftijdsgroepen van minder dan 65 jaar bedraagt 4/10 van alle sterfgevallen in die leeftijdsgroepen. Toch zijn er een aantal lichtpunten. Voor hart- en vaatziekten en kankers, liggen de sterftecijfers in 1998 significant lager dan de vorige jaren, op 1997 na. Ook de ongevallen in de privé-sfeer en het verkeer evolueren gunstig al is de huidige predictie van 7% en 12% lager dan de in gezondheidsdoelstellingen 1998-2002 vooropgestelde daling met 20%. Uit de cijfers van de foeto-infantiele sterfte, de enige leeftijdsgroep waarvoor we over gegevens van de ganse bevolking beschikken, blijkt dat er anno 1998 markante sociale ongelijkheden blijven bestaan. De sociale beroepsgroep en de hoogst voltooide opleiding van de ouders, nationaliteit, burgerlijke staat en gezinstoestand van de moeder zijn nog steeds significante determinanten van de foeto-infantiele sterfte. 1.2. Gezondheid, gezondheidsdeterminanten en specifieke-problemen •
Jongeren en Gezondheid
Naast de mortaliteit bleken ook dit jaar andere registraties en enquêtes belangrijke gegevensbronnen en werd er naar gestreefd mortaliteit en morbiditeit gezamenlijk te presenteren: verkeersongevallen zijn er een voorbeeld van. Deze bredere aanpak verschaft een beter inzicht in de werkelijke omvang van een gezondheidsprobleem dan sterfte alleen. Een bevraging van leerlingen uit het secundair naar middelengebruik wees uit dat tijdens het jaar voorafgaande aan de bevraging 2/5 van de jongeren gerookt heeft, 3/5 medicatie genomen heeft, 3/4 alcohol gedronken heeft en 1/5 cannabis gebruikt heeft. De gezinssfeer, het klimaat op school en ook de media bleken een belangrijke rol te spelen in de communicatie over middelengebruik van de jongere met zijn omgeving. Voldoende openheid vormt een integraal deel van een doeltreffende middelenpreventie. Zoals blijkt uit de enquête “Jongeren en Gezondheid”verschilt het gezondheidsgedrag i.f.v. de socio-economische klasse. De vastgestelde verschillen spreken in het voordeel van jongeren met een hogere sociaal-economische positie. De metingen van lengte en gewicht bij de schoolgaande jeugd tonen dat 2% van hen obees is en zo’n 15 à 20% zwaarlijvig. Dit is niet alleen geassocieerd met een aantal voornamelijk hart- en vaatziekten op latere leeftijd maar ook met een verminderde levenskwaliteit. Op 18-jarige leeftijd hebben ook 15 à 20% te maken met ondergewicht. Uit onderzoek naar de gezondheid van eerstejaarsstudenten van de KUL blijkt er zich in een periode van 9 jaar een lengtetoename van 0,8 cm bij mannen en 0,6 cm bij de vrouwen voor te doen bij constante BMI. Ook werd er een lichte vervroeging van de menarche-leeftijd vastgesteld. Verder blijkt er een toename te bestaan van het
aantal rokers, van het gebruik van anticonceptiva, en een daling van het aantal studenten met exacte vaccinatiegegevens over tetanus en rubella. 4,5% van de mannelijke en 10% van de vrouwelijke studenten hebben psychische klachten. Dergelijke gegevens vormen een uitstekende basis voor thematische preventiecampagnes.
•
Registratie en Screening
Sinds een vijftiental jaren blijft de sterfte door baarmoederhalskanker lichtjes dalen. Omwille van het toegenomen sterfterisico voor vrouwen geboren na 1940 blijft screenen aangewezen. De niet of onvoldoende gescreende vrouwen behoren voornamelijk tot de minder gegoede socio-economische groepen. Misschien speelt de plaats van gezondheid op de waardeschaal hierin een rol. Kinderkanker (onder de 15 j.) komt bij Vlaamse jongens minder voor dan bij jongens uit een aantal andere Europese landen. Voor de meisjes zijn de cijfers vergelijkbaar. De incidentie van diabetes (type 1) in het Antwerpse is intermediair voor Europa. Hoewel de incidentie van de ziekte in de groep van de minder dan 40 constant bleef tijdens de periode 1989-1998, komen de klinische symptomen op steeds jongere leeftijd voor. Men vreest dat dit op termijn aanleiding zal geven tot een toename van het aantal complicaties. De registratie van de ‘hartinfarcten’in Gent en Charleroi toont aan dat, zoals elders in de wereld, de sterfte t.g.v. een hartinfarct over de periode 1983-1992 afnam. In Gent was dit het gevolg van zowel een daling van het aantal hartinfarcten als van een verbeterde overlevingskans in geval van infarct. Ook in Charleroi werd er een verbeterde overlevingskans vastgesteld maar daar nam het aantal hartinfarcten niet af. Verder werd er in de officiële statistiek een zeer sterke onderregistratie (> 40%) vastgesteld van het aantal sterfgevallen door hartinfarcten. •
Infectieziekten
De registratie van infectieziekten in Vlaanderen werd doorgelicht. Hieruit bleek dat elk van de registratiesystemen op zich goed blijkt te functioneren maar ook dat er nood bestaat aan meer integratie. Via de verplichte melding van infectieziekten werden dit jaar onder meer 202 gevallen van meningokokkeninfecties, 547 van tuberculose, 30 van multipele gastro-enteritis, 26 van collectieve voedseltoxi-infecties en 15 van collectieve scabiës vastgesteld. De huisartsenpeilpraktijken stelden ook in 1998 een verdere daling vast van het aantal gevallen van mazelen en bof. Bij een schoolbevolking van ongeveer 10.000 leerlingen leidde het meten van de vaccinatiegraad tot de vaststelling dat geen enkele van de door het CLB-decreet vooropgestelde normen qua vaccinatiegraad werd bereikt. Om deze normen te halen, dient de samenwerking tussen huisartsen en schoolartsen verbeterd te worden. 1.3. Capita Selecta Uit een historisch overzicht van geboorten in Vlaanderen bleek dat het percentage van dertigjarige vrouwen, die een kindje kregen, ongeveer hetzelfde was in 1972 als in 1988, hoewel het absolute aantal in 1998 de helft hoger lag dan in 1972. In het Gentse werd in 1998 een studie uitgevoerd over zelfmoorden. Hieruit bleek dat het aantal pogingen hoger ligt bij de vrouwen dan bij de mannen. Onder meer een lagere sociaal-economische toestand, het zonder partner wonen en jongere leeftijd bleken risicofactoren te zijn. Eenderde van de zelfmoordpogers heeft reeds eerder een of meerdere pogingen ondernomen. Op dit ogenblik loopt er in het kader van het programma Beleidsgericht Onderzoek van het ministerie van de Vlaamse Gemeenschap een project dat als bedoeling heeft een geïntegreerde gezondheidsindicator te berekenen. Deze indicator, DALY genaamd, berust op een combinatie van ziekte, beperkingen en sterfte. Invaliderende ziekten zoals blindheid en doofheid, die niet tot de dood leiden, kunnen zo “afgewogen”worden tegen klassieke doodsoorzaken als kanker.
In het licht van de recente discussie i.v.m. euthanasie leek het ons interessant de bevindingen mee te delen van een studie over “Medische praktijk rond het levenseinde van patiënten in Vlaanderen”. Hieruit blijkt dat in 16% van de sterfgevallen een potentieel levensverlengend effect gestopt werd of niet opgestart, in 18% een pijnbestrijding werd geïntensiveerd, in 4% werden letale middelen toegediend of verstrekt (3 op 4 keer zonder verzoek van de patiënt).
2. Conclusies Het bundelen van gegevens afkomstig uit verschillende bronnen verschaft betere inzichten in de gezondheidstoestand van de bevolking. Toch bestaat er nog nood aan een betere integratie van deze registraties.
De sterfte door hartvaatziekten en kanker ligt lager dan enkele jaren terug. Primaire preventie en medisch ingrijpen hebben daartoe bijgedragen. Sociale ongelijkheden gaan gepaard met ongelijkheden in sterfte, ziekte en gezondheidsgedrag. Psychische, sociale en economische factoren en meer bepaald het leefklimaat in de onmiddellijke omgeving spelen een uiterst belangrijke rol in vele gezondheidsproblemen. Tabaksgerelateerde mortaliteit blijft enorm belangrijk. Ondanks de GVO terzake zien we dat er bij de jeugd een toename is van het rookgedrag.
3. Aanbevelingen Het ontwerpen en uitvoeren van een vernieuwde strategie i.v.m. roken heeft een hoge prioriteitswaarde. Hierbij lijkt het aangewezen de leefomgeving nauw te betrekken en andere, meer aantrekkelijke technieken te gebruiken. Meer in het algemeen geldt dit voor de gezondheidspromotie en preventie gericht op de sociaal-economisch zwakkeren. Naast borstklierkankerscreening verdient ook het ontwikkelen van een opsporingsstrategie van personen met verhoogd risico op kransslagaderaandoeningen aanbeveling. De verdere integratie van de verschillende registraties moet aangemoedigd worden. Op die manier krijgen de registraties informatie die kan leiden tot een verbetering van hun werking, wat ook aan de geregistreerde ten goede komt. Anderzijds verschaft een dergelijke integratie een betere kijk aan het beleid op de gezondheidsproblemen en kan er een beter gebruik gemaakt worden van de beschikbare middelen.
Bijlage 1: Levensverwachting Vlaams Gewest, 1998.
Geboorte 1 jaar 5 jaar 10 jaar 15 jaar 20 jaar 25 jaar 30 jaar 35 jaar 40 jaar 45 jaar 50 jaar 55 jaar 60 jaar 65 jaar 70 jaar 75 jaar 80 jaar 85 jaar 90 jaar 95 jaar
Mannen
Vrouwen
Totaal
75,4 74,8 70,9 65,9 61,0 56,2 51,5 46,7 41,9 37,2 32,5 28,0 23,6 19,5 15,6 12,2 9,3 6,7 4,9 3,5 2,3
81,1 80,5 76,6 71,7 66,7 61,8 56,9 52,0 47,1 42,3 37,6 32,9 28,4 24,0 19,7 15,6 11,8 8,5 6,1 4,3 3,1
78,3 77,7 73,8 68,8 63,9 59,0 54,2 49,4 44,6 39,8 35,1 30,5 26,1 21,9 17,8 14,1 10,8 7,9 5,7 4,1 2,9
Bijlage 2: Midjaar-populatie Vlaams Gewest, 1998
< 1 jaar 1 - 4 jaar 5 - 9 jaar 10 - 14 jaar 15 - 19 jaar 20 - 24 jaar 25 - 29 jaar 30 - 34 jaar 35 - 39 jaar 40 - 44 jaar 45 - 49 jaar 50 - 54 jaar 55 - 59 jaar 60 - 64 jaar 65 - 69 jaar 70 - 74 jaar 75 - 79 jaar 80 - 84 jaar 85 - 89 jaar 90 - 94 jaar 95 + jaar Totaal
Mannen
Vrouwen
Totaal
32.530 134.265 180.699 173.429 186.076 181.268 207.088 235.812 242.640 227.096 207.597 192.667 154.835 157.835 147.011 117.006 78.860 35.803 20.770 5.893 921
31.005 128.639 172.643 164.893 177.067 175.755 200.859 226.598 234.069 218.977 199.127 186.715 155.682 164.854 164.934 145.305 112.950 66.104 49.869 19.225 4.250
63.535 262.904 353.342 338.322 363.143 357.023 407.947 462.410 476.709 446.073 406.724 379.382 310.517 322.689 311.945 262.311 191.810 101.907 70.639 25.118 5.171
2.920.101
2.999.520
5.919.621
Bijlage 3: Aantal overlijdens en cumulatief %. Vlaams Gewest 1998. Leeftijd < 1 jaar 1 - 4 jaar 5 - 9 jaar 10 - 14 jaar 15 - 19 jaar 20 - 24 jaar 25 - 29 jaar 30 - 34 jaar 35 - 39 jaar 40 - 44 jaar 45 - 49 jaar 50 - 54 jaar 55 - 59 jaar 60 - 64 jaar 65 - 69 jaar 70 - 74 jaar 75 - 79 jaar 80 - 84 jaar 85 - 89 jaar 90 - 94 jaar > = 95 jaar Totaal
Man
Cum. %
Vrouw
Cum %
Totaal
Cum %
170 46 26 26 121 197 208 209 292 443 641 985 1280 2038 3283 4551 4724 3961 3616 1534 403 28.754
0,59% 0,75% 0,84% 0,93% 1,35% 2,04% 2,76% 3,49% 4,50% 6,04% 8,27% 11,70% 16,15% 23,24% 34,66% 50,48% 66,91% 80,69% 93,26% 98,60% 100,00%
153 33 26 26 45 68 70 106 170 302 387 586 685 1073 1696 2588 3871 4622 6142 3948 1368 27.965
0,55% 0,67% 0,76% 0,85% 1,01% 1,26% 1,51% 1,88% 2,49% 3,57% 4,96% 7,05% 9,50% 13,34% 19,40% 28,66% 42,50% 59,03% 80,99% 95,11% 100,00%
323 79 52 52 166 265 278 315 462 745 1.028 1.571 1.965 3.111 4.979 7.139 8.595 8.583 9.758 5.482 1.771 56.719
0,57% 0,71% 0,80% 0,89% 1,18% 1,65% 2,14% 2,70% 3,51% 4,83% 6,64% 9,41% 12,87% 18,36% 27,14% 39,72% 54,88% 70,01% 87,21% 96,88% 100,00%
Leeftijdsgroep 1 tot 74 jaar Leeftijdsgroep 15 tot 64 jaar
Bijlage 4: VPJ-cijfer (/1.000 persoonsjaren). Vlaams Gewest, 1998. Mannen Verkeersongevallen Zelfmoord Ischemische hartziekten Longkanker Chronisch leverlijden - cirrose Cerebrovasculaire aandoeningen Colorectale kanker Hartfalen Accidentele val Slecht gedefinieerde condities Totaal VPJ-cijfer
Vrouwen 7,4 7,1 3,6 2,4 1,4 1,0 0,8 0,6 0,5 0,5 42,6
Borstkanker Zelfmoord Verkeersongevallen Cerebrovasculaire aandoeningen Ischemische hartziekten Colorectale kanker Longkanker Baarmoeder(hals)kanker Chronisch leverlijden - cirrose Hartfalen Totaal VPJ-cijfer
8,2 7,9 7,8 7,5 2,4 2,4 2,0 2,0 1,2 0,7 70,8
Borstkanker Zelfmoord Verkeersongevallen Ischemische hartziekten Cerebrovasculaire aandoeningen Longkanker Colorectale kanker COPD Chronisch leverlijden - cirrose Hartfalen Totaal VPJ-cijfer
Mannen Longkanker Ischemische hartziekten Verkeersongevallen Zelfmoord Cerebrovasculaire aandoeningen COPD Chronisch leverlijden - cirrose Colorectale kanker Hartfalen Accidentele val Totaal VPJ-cijfer
3,3 2,3 2,1 0,9 0,9 0,8 0,8 0,6 0,6 0,3 22,9
Vrouwen 5,2 2,6 2,6 2,2 1,8 1,6 1,5 0,8 0,8 0,6 38,0
Bijlage 5: Evolutie van de belangrijkste doodsoorzaken in Vlaanderen: 1990 en de periode 1994-1998.
Mannen
1990 1994 3,98 * 3,74 * 1,37 * 1,33 * 0,96 * 0,87 *
Hartvaatziekten Ischemische hartziekten Cerebrovasculaire aandoeningen Nieuwvormingen Kwaadaardige nieuwvormingen Longkanker Prostaatkanker
3,44 3,43 1,23 0,35
Vrouwen
* * * *
3,35 3,33 1,16 0,38
* * * *
1995 1996 3,67 * 3,56 * 1,38 * 1,29 * 0,82 * 0,83 * 3,37 3,35 1,21 0,37
* * * *
1997 1998 3,41 3,36 1,30 * 1,47 0,83 * 0,71
3,24 * 3,20 * 3,22 3,18 1,13 1,13 0,37 * 0,37 *
3,11 3,07 1,09 0,31
Hartvaatziekten
1990 1994 1995 1996 1997 4,48 * 4,35 * 4,17 * 4,07 * 3,85
Ischemische hartziekten Cerebrovasculaire aandoeningen Nieuwvormingen Kwaadaardige nieuwvormingen
1,01 * 1,11 * 1,04 * 1,05 * 0,96 * 1,19 1,45 * 1,23 * 1,20 * 1,15 * 1,12 * 1,02 2,22 2,32 * 2,31 * 2,20 2,21 2,23 2,21 2,29 2,28 2,17 2,18 2,18
Borstkanker Longkanker
0,47 * 0,47 * 0,50 0,15 * 0,17 0,17
0,48 * 0,45 0,16 0,18
1998 3,84
0,48 0,17
* significant (p< 0,05) verschillend van 1998
Bijlage 6: Vroegneonatale sterfte per dag .Vlaams Gewest, 1993, 1995, 1998.
dag 0 dag 1 dag 2 dag 3 dag 4 dag 5 dag 6
jongens '93
meisjes '93
jongens '95
meisjes '95
jongens '98
meisjes '98
79 20 8 8 2 5 4
48 20 15 6 1 3 0
76 13 13 4 3 4 1
36 11 11 3 1 3 0
42 7 5 11 3 7 7
33 13 6 5 7 7 2
Bijlage 7 en 8: Eenjaarsoverlevingskansen i.f.v. de zwangerschapsduur. Enkel- en meervoudige zwangerschappen. Vlaams Gewest, 1998.
Lev.
Tot.
OG%
P%
BG%
21 weken 23 weken 24 weken 25 weken 26 weken 27 weken 28 weken 29 weken 30 weken 31 weken 32 weken 33 weken 34 weken 35 weken 36 weken 37 weken 38 weken 39 weken 40 weken 41 weken 42 weken 43+ w eken Onbekend Totaal
1 4 6 7 4 15 3 4 9 4 6 5 2 3 12 11 17 19 22 6 0 0 5 165
0 0 2 10 8 19 22 33 55 69 101 196 299 498 1.058 2.329 5.615 8.058 10.244 2.979 184 15 343 32.137
1 4 8 17 12 34 25 37 64 73 107 201 301 501 1.070 2.340 5.632 8.077 10.266 2.985 184 15 348 32.302
0,00% 0,00% 3,19% 32,92% 34,89% 37,89% 68,78% 74,58% 74,58% 86,56% 88,19% 94,29% 97,62% 98,26% 98,25% 99,25% 99,55% 99,66% 99,70% 99,64% 98,02% 97,31%
0,00% 0,00% 25,00% 58,82% 66,67% 55,88% 88,00% 89,19% 85,94% 94,52% 94,39% 97,51% 99,34% 99,40% 98,88% 99,53% 99,70% 99,76% 99,79% 99,80% 100,00% 100,00% 98,56%
97,50% 60,24% 65,09% 81,56% 90,08% 72,01% 97,45% 96,97% 96,97% 98,49% 97,91% 99,19% 99,92% 99,88% 99,51% 99,81% 99,84% 99,87% 99,88% 99,96% 100,00% 100,00% 99,81%
21 weken 22 weken 23 weken 24 weken 25 weken 26 weken 27 weken 28 weken 29 weken 30 weken 31 weken 32 weken 33 weken 34 weken 35 weken 36 weken 37 weken 38 weken 39 weken 40 weken 41 weken 42 weken 43 weken Onbekend Totaal
1 2 2 4 10 10 6 3 6 2 6 0 3 4 4 8 8 15 21 27 7 0 0 4 153
0 0 0 1 6 13 13 26 22 57 66 90 144 237 401 898 2.102 5.126 7.731 9.866 2.866 184 4 307 30.160
1 2 2 5 16 23 19 29 28 59 72 90 147 241 405 906 2.110 5.141 7.752 9.893 2.873 184 4 311 30.313
0,00% 0,00% 0,00% 0,51% 15,20% 34,49% 43,45% 72,65% 59,05% 88,29% 82,74% 95,98% 94,15% 95,81% 97,49% 98,51% 99,36% 99,56% 99,61% 99,62% 99,58% 98,02% 39,76% 96,73%
0,00% 0,00% 0,00% 20,00% 37,50% 56,52% 68,42% 89,66% 78,57% 96,61% 91,67% 100,00% 97,96% 98,34% 99,01% 99,12% 99,62% 99,71% 99,73% 99,73% 99,76% 100,00% 100,00% 98,71%
97,50% 84,19% 84,19% 71,64% 64,57% 76,81% 87,42% 97,81% 91,70% 99,59% 96,88% 100,00% 99,58% 99,55% 99,73% 99,73% 99,88% 99,56% 99,61% 99,83% 99,94% 100,00% 100,00% 99,65%
M eis jes
Jo ng en s
Ovl
250-499 g 500-749 g 750-999 g 1000-1249 g 1250-1499 g 1500-1749 g 1750-1999 g 2000-2249 g 2250-2499 g 2500-2749 g 2750-2999 g 3000-3249 g 3250-3499 g 3500-3749 g 3750-3999 g 4000-4249 g 4250-4499 g 4500-4749 g 4750-4999 g 5000-5249 g 5250-5499 g 5500-5749 g Onbekend Totaal
M eis jes
250-499 g 500-749 g 750-999 g 1000-1249 g 1250-1499 g 1500-1749 g 1750-1999 g 2000-2249 g 2250-2499 g 2500-2749 g 2750-2999 g 3000-3249 g 3250-3499 g 3500-3749 g 3750-3999 g 4000-4249 g 4250-4499 g 4500-4749 g 4750-4999 g 5000-5249 g 5250-5499 g 5500-5749 g 5750-5999 g Onbekend Totaal
Jo ng en s
Bijlage 9 en 10: Eenjaarsoverlevingskansen i.f.v. het geboortegewicht. Enkel- en meervoudige zwangerschappen. Vlaams Gewest, 1998. Ovl.
Lev.
Tot.
OG%
P%
BG%
2 17 16 13 12 4 9 7 5 8 12 20 12 12 9 0 1 0 0 0 0 0 0 6 165
0 7 43 63 85 136 240 419 778 1.618 3.177 5.224 6.542 6.078 4.084 2.077 853 300 89 19 4 3 1 297 32.137
2 24 59 76 97 140 249 426 783 1.626 3.189 5.244 6.554 6.090 4.093 2.077 854 300 89 19 4 3 1 303 32.302
0,00% 12,62% 59,73% 72,53% 79,39% 92,85% 93,25% 97,15% 98,80% 99,17% 99,41% 99,45% 99,71% 99,69% 99,64% 99,82% 99,35% 98,78% 95,94% 82,35% 39,76% 29,24% 2,50% 96,45%
0,00% 29,17% 72,88% 82,89% 87,63% 97,14% 96,39% 98,36% 99,36% 99,51% 99,62% 99,62% 99,82% 99,80% 99,78% 100,00% 99,88% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 98,02%
84,19% 51,09% 83,64% 90,57% 93,44% 99,22% 98,33% 99,56% 99,92% 99,85% 99,84% 99,79% 99,92% 99,91% 99,92% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 100,00% 99,59%
2 16 22 6 3 2 7 12 8 14 15 22 7 3 5 2 1 0 1 0 0 0 5 153
0 16 42 61 104 145 263 558 946 2.158 4.063 6.217 6.149 4.773 2.683 1.115 406 141 37 5 3 1 274 30.160
2 32 64 67 107 147 270 570 954 2.172 4.078 6.239 6.156 4.776 2.688 1.117 407 141 38 5 3 1 279 30.313
0,00% 31,89% 52,70% 81,52% 92,02% 95,17% 94,73% 96,72% 99,58% 99,02% 99,45% 99,50% 99,80% 99,82% 99,65% 99,35% 98,64% 97,42% 86,19% 47,82% 29,24% 2,50% 95,87%
0,00% 50,00% 65,63% 91,04% 97,20% 98,64% 97,41% 97,89% 99,16% 99,36% 99,63% 99,65% 99,89% 99,94% 99,81% 99,82% 99,75% 100,00% 97,37% 100,00% 100,00% 100,00% 98,21%
84,19% 68,11% 77,05% 96,64% 99,42% 99,83% 98,95% 99,07% 99,74% 99,69% 99,82% 99,79% 99,97% 99,99% 99,98% 99,98% 99,99% 100,00% 99,93% 100,00% 100,00% 100,00% 99,42%
Bijlage 11: Definities Internationale classificatie van ziekten. Volgende definities uit de Internationale Classificatie van Ziekten worden gebruikt (WHO 1978): • geboorte van een levend kind. ". . . de volledige uitdrijving uit het lichaam van de moeder van het product van conceptie, onafhankelijk van de duur van de zwangerschap, dat na de scheiding ademt of enig ander teken van leven vertoont. . . " • foetale sterfte. ". . . het overlijden van het product van conceptie, waarbij het overlijden gebeurt vóór of tijdens de uitdrijving uit het lichaam van de moeder, onafhankelijk van de zwangerschapsduur. . . " • vroegneonatale sterfte. ". . . het overlijden van een levendgeboren kind binnen de eerste zeven dagen (7 x 24 = 168 uren). . . " Belgische definities. De officiële definities in verband met zwangerschap en geboorte in België dateren van 1848 (Hertoghe 1986) : • een doodgeboren kind. ". . . de geboorte van een afgestorven foetus na de 180ste dag van de zwangerschap...” (Hertoghe 1987) • een miskraam. ". . . elk foetaal overlijden dat niet aan de criteria van een doodgeboren kind voldoet. . . " • vroegneonatale sterfte. ". . . het overlijden van een levendgeboren kind binnen de eerste zeven dagen na de geboorte, onafhan kelijk van de zwangerschapsduur of het geboortegewicht. . . " Deze wettelijke bepalingen werden aangepast en gepreciseerd in 1970 en 1984. Toch blijven de teksten in het Burgerlijk Wetboek weinig gekend en worden ze niet strikt toegepast, vooral bij gebeurtenissen rond de 26ste tot 28ste zwangerschapsweek (Gourbin 1991). Perinatale statistieken voor nationaal gebruik. De WGO heeft tevens in het raam van de ICD-9 voorstellen geformuleerd voor het bepalen van nationale perinatale statistieken. • als een geboorte moet men tellen: ". . . alle levend- en doodgeboren kinderen met een geboortegewicht van minstens 500 gram, of indien deze informatie niet gekend is, die een zwangerschapsduur hebben van minstens 22 weken. De zwangerschapsduur wordt hier bepaald vanaf de eerste dag van de laatste menstruatie. . . "
Perinatale statistieken voor internationaal gebruik. In het kader van de internationale vergelijking van de perinatale statistieken stelt de WGO een aangepaste definitie voor: • als een geboorte moet men tellen: ". . . alle levend- en doodgeboren kinderen met een geboortegewicht van minstens 1000 gram, of indien deze informa tie niet gekend is, die een zwangerschapsduur hebben van minstens 28 weken. . . " Studies hebben aangetoond dat de perinatale sterftecijfers tot 50% kunnen verschillen afhankelijk van de gebruikte definities. Daarom is in elk rapport over perinatale sterfte het aangeven van de gevolgde definities noodzakelijk (Hertoghe 1986, Gourbin 1993). SPE-definities. Onderstaande definities worden aangewend en zijn ontleend aan het rapport van de FIGO.
•Verlossing: Het geheel van de verschijnselen en gebeurtenissen, die de geboorte van één of meer kinderen met een geboortegewicht van 500 g of meer, tot gevolg heeft. Het begrip verlossing is derhalve onafhankelijk van het aantal geboren kinderen. De baring van een tweeling betekent één verlossing, maar twee geboorten.
• Geboorte: Volledige uitdrijving uit het lichaam van de moeder van een kind, levend of dood, dat 500 g of meer weegt: is het gewicht onbekend, dan wordt een ander criterium gebruikt, nl. de zwangerschapsduur: 22 weken of meer. Kunnen deze twee criteria niet worden aangewend, dan resteert een derde: de lengte 25 cm.
• Pariteit: Het aantal baringen (verlossingen) die een vrouw heeft doorgemaakt. Een eerstbarende is een vrouw die één baring heeft doorgemaakt (een kind heeft gebaard dat 500 g of meer weegt). Een meerbarende is een vrouw, die twee of meer baringen heeft doorgemaakt.
• Maternale sterfte: Met maternale sterfte wordt bedoeld het overlijden van de moeder vóór, tijdens of 3 maanden na de bevalling ten gevolge van complicaties die verband houden met de zwangerschap, de baring en/of het kraambed. De ingevulde dossiers worden opgestuurd naar het verwerkingscentrum van het SPE, geïnformatiseerd en voor eventuele correctie naar de betrokken instellingen teruggestuurd. Pas na deze correctie worden de gegevens verzameld om gepubliceerd te worden in de twee rapporten die het Studiecentrum jaarlijks produceert: • •
één jaarverslag per kraamafdeling met profileringsbalansen; één algemeen evaluatierapport genaamd “Perinatale Activiteiten in Vlaanderen”.
Bijlage 12: Toelichtingen over sterftecijfers en logistische regressie. 1. Sterftecijfers. Sterftecijfers drukken de relatieve frequentie uit waarmee een overlijden zich voordoet in een bepaald tijdsinterval met betrekking tot een bepaalde bevolking. De noemer van een cijfer bestaat uit de risicobevolking. Daar het aantal personen in de risicobevolking verandert gedurende deze periode neemt men hiervoor de bevolking van het middelpunt van deze periode, wat overeenstemt met het gemiddelde van de bevolking op 1 januari van het beschouwde jaar en van de bevolking op 1 januari van het jaar nadien. Deze gaat men dan “midjaar-bevolking” noemen of bevolking op 1 juli. De teller is dan het aantal overlijdens dat zich voordoet binnen de in de noemer gespecificeerde bevolking.
Jaarlijks brutosterftecijfer: totaal aantal overlijdens tijdens het jaar x 1000 totale bevolking op 1 juli Het is misleidend brutosterftecijfers van twee gemeenschappen te vergelijken tenzij men er zeker van is dat zij vergelijkbaar zijn voor een groot aantal kenmerken zoals leeftijd, geslacht, socio-economische status en ras. Indien men dergelijke vergelijkingen wil maken, dient men rekening te houden met deze kenmerken. Voor dergelijke “ajusteringen”(adjustments in de Angelsaksische literatuur) maakt men vaak gebruik van volgende twee types van technieken: standaardisatie en meervoudige regressie. Jaarlijkse specifieke sterftecijfers: totaal aantal overlijdens in een specifieke deelgroep gedurende het jaar x 1000 totale bevolking in die specifieke deelgroep op 1 juli Dergelijke specifieke deelgroepen kunnen bv. geslacht of leeftijd, of geslacht én leeftijd zijn. Men spreekt in het laatste geval van geslachts- en leeftijdsspecifieke sterftecijfers.
Oorzaakspecifieke sterftecijfers: Kunnen bekomen worden door in de teller alleen die overlijdens op te nemen die te wijten zijn aan een bepaalde doodsoorzaak zoals hartinfarcten, kanker, ongevallen... Ze worden gewoonlijk uitgedrukt in 100.000 of per 1.000.000.
2. Logistische regressie: een intuïtieve benadering. Regressiemodellen zijn een integraal onderdeel geworden van iedere gegevensanalyse m.b.t. het beschrijven van het verband tussen een antwoordvariabele en één of meerdere verklarende variabelen (Hosmer 1989). De antwoordvariabele, ook nog dependente variabele, afhankelijke variabele, responsevariabele of uitkomstvariabele genoemd, wordt gesymboliseerd door een Y. Voor de verklarende variabelen worden ook de termen independente variabelen, onafhankelijke variabelen, predictoren of co-variaten gebruikt en zij worden gesymboliseerd door een X. Zo is bijvoorbeeld lichaamslengte, de antwoordvariabele, functie van onder meer volgende verklarende variabelen: leeftijd, geslacht en een aantal hormonen. De distributie van de Y-variabele bepaalt mede de keuze van de statistische techniek die voor de analyse zal gebruikt worden. Lichaamslengte bijvoorbeeld is continu d.w.z. alhoewel lichaamslengte begrensd is, kunnen de metingen een oneindig aantal waarden aannemen. Dergelijke verbanden worden onderzocht door middel van een regressie: een enkelvoudige regressie, indien er slechts één verklarende variabele is, en anders een meervoudige regressie. In geneeskunde en volksgezondheid is de antwoordvariabele vaak niet continu, ook discreet genaamd. De antwoordvariabele is dan categorisch: binair, ook dichotoom genaamd, of polychotoom. Hierdoor bedoelt men dat er slechts een beperkt aantal antwoorden mogelijk zijn. “Overleden, niet overleden”is een voorbeeld van een binair/dichotoom antwoord en “verslechterd, geen verbetering, verbeterd, genezen”van een polychotoom antwoord. Dergelijke problemen worden vaak geanalyseerd door middel van een logistische regressie. De bedoeling van
deze techniek bestaat erin een biologisch plausibel verband tussen een uitkomst en een aantal verklarende variabelen zo eenvoudig mogelijk te beschrijven. In het logistische regressiemodel speelt de odds-ratio (OR) een sleutelrol. Laten we even het dichotoom of binair model onder de loep nemen en hierin de simpelste vorm: namelijk een binaire antwoordvariabele (Yvariabele) met één binaire verklarende variabele (X-variabele). Dit resulteert in een twee-bij-twee-tabel. Geven we de aanwezigheid van de verklarende variabele aan door x = 1 en de afwezigheid ervan door x = 0. Op analoge manier geven we aanwezigheid of afwezigheid van het bestudeerde antwoord aan door respectievelijk y = 1 en y = 0. De odds-ratio is de ratio van het risico voor individuen met x = 1 over het risico voor individuen met x = 0, en geeft met een goede benadering een antwoord op de vraag hoeveel meer waarschijnlijk of onwaarschijnlijk het is dat een bepaalde uitkomst optreedt bij personen met x = 1 dan bij die met x = 0. Nemen we als voorbeeld het verband tussen een foeto-infantiel overlijden (FI) en het geslacht van het kind (Aelvoet 1997). Tabel 1: Geslacht van het kind en zwangerschapsuitkomst. Geslacht (X-variabele)
Foeto-infantiel overlijden (Y-variabele)
Ja y = 1 Neen y = 0
Totaal
Jongen x=1 400
Meisje x=0 274
31.704
30.288
32.104
30.562
De odds-ratio kan hier gemakkelijk berekend worden en is gelijk aan (400/31.704):(274/30.288) of 1,39. Dit betekent dat de jongetjes 39% meer risico lopen dan de meisjes. De logistische regressie berekent de natuurlijke logaritme van de odds-ratio, en geeft hem weer onder de vorm van wat een bètacoëfficiënt genoemd wordt. De OR wordt dan bekomen door het nemen van de antilogaritme van de bètacoëfficiënt. In tabel 2 wordt de antilogaritme van 0,3326 berekend door met een rekenmachine de waarde “e”te verheffen tot de macht 0,3326. Met de logistische regressie bereiken we dus hetzelfde resultaat als met de bewerking in de vorige paragraaf. Tabel 2: Resultaten van het fitten van een logistisch regressiemodel op de gegevens van tabel 1. Term Geslacht
Coëfficiënt
SE
OR
0,3326
0,0788
1,39
BI (1,19;1,63)
SE is de Standard Error van de bètacoëfficiënt. Het bij de OR bijbehorend betrouwbaarheidsinterval (BI) wordt weergegeven door ( ; ). Waarom dan een logistische regressie uitvoeren? Voor een eenvoudige 2x2-tabel kan immers gemakkelijk een OR berekend worden en ook zijn betrouwbaarheidsinterval. Dit wordt echter praktisch onmogelijk wanneer er meerdere predictoren zijn en/of wanneer er continue predictoren of predictoren met meerdere klassen zijn. Nadat we de bètacoëfficiënten bekomen hebben, gaan we na of ze significant zijn. Dit gebeurt in twee stappen. Eerst worden de individuele predictoren getest op hun significantie ten opzichte van de uitkomstvariabele (univariate analyse). In een tweede stap (meervoudige analyse) worden de predictoren samen getest op hun significantie t.o.v. de uitkomstvariabele, tot het meest eenvoudige en zinvolle model bereikt wordt dat voldoende met de gegevens overeenstemt (“fit”). We weten dan welke van de verklarende variabelen “significant” geassocieerd zijn met de uitkomstvariabele en hoe groot het relatief risico is bij de aanwezigheid ervan. Het gaat hierbij dan telkens over “gewogen” risico’s en met name het relatief risico dat optreedt wanneer een bepaalde verklarende variabele aanwezig is en dit los van het al dan niet aanwezig zijn van de andere verklarende variabelen die in het model werden opgenomen.
Bekijken we nogmaals tabel 2. De odds-ratio wordt bekomen door de antilogaritme te nemen van de bètacoÍfficiÍnt. De OR+ of - 1,96 maal de antilogaritme van de SE levert het bij de OR bijbehorend betrouwbaarheidsinterval ( ; ) op. Indien zowel bovengrens als benedengrens groter of kleiner zijn dan 1 is de verklarende variabele significant. In dit geval is geslacht op significante manier geassocieerd met een foeto-infantiel overlijden en lopen met name de jongetjes 39% meer risico dan de meisjes.
Bijlage 13: Plaats van overlijden. Vlaams Gewest 1998.
Plaats van overlijden, mannen > 1 jaar (%) 70 60 50 40 30 20 10 0 1989
1990
1991
1992
1993
ziekenhuis
thuis
1994
1995
ROB, RVT
1996
1997
1998
1996
1997
1998
andere
Plaats van overlijden, vrouwen > 1 jaar (%) 70 60 50 40 30 20 10 0 1989
1990
1991
1992
ziekenhuis
1993
thuis
1994
1995
ROB, RVT
andere
Percentage overledenen dat thuis is overleden, alle oorzaken 40
1989-90
35
1993-94
1997-98
30 25 20 15 10 5 0 1-19 man
20-39 man
40-59 man
60-79 man
80-++ man
1-19 vrouw
20-39 vrouw
40-59 vrouw
60-79 vrouw
80-++ vrouw
Percentage overledenen dat in een ziekenhuis is overleden, alle oorzaken 80
1989-90
1993-94
1997-98
70 60 50 40 30 20 10 0 1-19 man
20-39 man
40-59 man
60-79 man
80-++ man
1-19 vrouw
20-39 vrouw
40-59 vrouw
60-79 vrouw
80-++ vrouw
Percentage overledenen dat in een rusthuis of RVT is overleden, alle oorzaken 40 35
1989-90
30
1993-94
1997-98
25 20 15 10 5 0 1-49 man
50-59 man
60-69 man
70-79 man
80-++ man
1-49 vrouw
50-59 vrouw
60-69 vrouw
70-79 vrouw
80-++ vrouw
Percentage overledenen dat thuis is overleden, natuurlijke oorzaken 40
1989-90
35
1993-94
1997-98
30 25 20 15 10 5 0 1-19 man
20-39 man
40-59 man
60-79 80-++ man man
1-19 20-39 40-59 60-79 80-++ vrouw vrouw vrouw vrouw vrouw
Percentage overledenen dat in een ziekenhuis is overleden, natuurlijke oorzaken 80
1989-90
1993-94
1997-98
70 60 50 40 30 20 10 0 1-19 man
20-39 man
40-59 man
60-79 80-++ man man
1-19 20-39 40-59 60-79 80-++ vrouw vrouw vrouw vrouw vrouw
Percentage overledenen dat in een rusthuis of RVT is overleden, natuurlijke oorzaken 40 35
1989-90
1993-94
1997-98
30 25 20 15 10 5 0 1-49 man
50-59 man
60-69 man
70-79 man
80-++ man
1-49 50-59 60-69 70-79 80-++ vrouw vrouw vrouw vrouw vrouw
Percentage overledenen dat thuis is overleden, alle nieuwvormingen 50
1989-93
45
1994-98
40 35 30 25 20 15 10 5 0 1-19 man
20-39 man
40-59 man
60-79 80-++ man man
1-19 20-39 40-59 60-79 80-++ vrouw vrouw vrouw vrouw vrouw
Percentage overledenen dat in een ziekenhuis is overleden, alle nieuwvormingen 80
1989-93
1994-98
70 60 50 40 30 20 10 0 1-19 man
20-39 man
40-59 man
60-79 80-++ man man
1-19 20-39 40-59 60-79 80-++ vrouw vrouw vrouw vrouw vrouw
Percentage overledenen dat in een rusthuis of RVT is overleden, alle nieuwvormingen 30
1989-93
25
1994-98
20 15 10 5 0 1-49 man
50-59 man
60-69 man
70-79 80-++ man man
1-49 50-59 60-69 70-79 80-++ vrouw vrouw vrouw vrouw vrouw
Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap
Samenstelling: Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap Departement Welzijn, Volksgezondheid en Cultuur Administratie Gezondheidszorg Entiteit Beleidsondersteuning Adres: Markiesstraat 1 1000 Brussel Telefoon: 02/553.35.44/46/47 Fax: 02/553.35.47 E-mail: luc.moreau@wvc.vlaanderen.be Editors: Wim Aelvoet, Heidi Cloots, Marijke Fortuin, Peter Hooft, Johan Vanoverloop Redactie: Wim Aelvoet, Heidi Cloots, Martin Dejonghe, Herwin De Kind, Marijke Fortuin, Nadia Hoebrechts, Peter Hooft, Luc Moreau, Johan Vanoverloop Gegevensverwerking: Frieda Audenaert, Rita De Boodt, Luc Moreau, JosĂŠanne Mornie, Regine Bouilliaert, Ingrid De Keyser, Martin Dejonghe, Cindy Kiekens, Kristof Maes, Cliff Vandemeulebroeke, Jeanine Vanmeuter Verantwoordelijke uitgever: Chris Vander Auwera directeur-generaal Depotnummer: D/2000/3241/280