TANDHEELKUNDIG EPIDEMIOLOGISCH ONDERZOEK IN BASISGÊZONDHEIDSDIENSTEN. H.Kalsbeek. Nederlands lnstituut voor Praeventieve Gczondheidrzorg.

Transcriptie

1 TANDHEELKUNDIG EPIDEMIOLOGISCH ONDERZOEK IN BASISGÊZONDHEIDSDIENSTEN H.Kalsbeek Nederlands lnstituut voor Praeventieve Gczondheidrzorg mg"ilo Leiden

2 TANDHEELKUNDIG K EPIDEMIOLOGISCH ONDERZOEK IN BASISGEZONDHEIDSDIENSTEN Verslag van een onderzoek naar de betrouwbaarheid van cariësgegevens verzameld door jeugdartsen en tandheelkundig preventief medewerkers BIBLIOTHEEK NEDERLANDS If istituut VOOR PRAEVENTIEVE GEZONDHESDSZORS TNO POSTBUS 124, 2300 AC LEIDEN Dit onderzoek werd uitgevoerd in samenwerking met de GGD'en Eemland, Midden-Brabant, Midden-Holland, Stadsgewest Breda, Zeeland en Zuid-Kennemerland IBISSTAMBOEKNUMMER 001«/ÖOO f H.Kalsbeek Nederlands Instituut voor Praeventieve Gezondheidszorg OPS-iD maarf 1990

3 Nederlands Instituut voor Praeventieve Gezondheidszorg TNO Wassenaarseweg 56, Leiden Postadres: Postbus AC LEIDEN Telefoon: Deze uitgave is te bestellen door het overmaken van ƒ 35,-- (incl. BTW) op postrekening van het NIPG-TNO onder vermelding van bestelnummer CIP-GEGEVENS KONINKLIJKE BIBLIOTHEEK, DEN HAAG Kalsbeek, H. Tandheelkundig epidemiologisch onderzoek in basisgezondheidsdiensten: verslag van een onderzoek naar de betrouwbaarheid van cariësgegevens verzameld door jeugdartsen en tandheelkundig preventief medewerkers / H. Kalsbeek. Leiden - : Nederlands Instituut voor Praeventieve Gezondheidszorg TNO. Onderzoek uitgevoerd in samenw. met de GGD'en Eemland, Midden-Brabant, Midden-Holland, Stadsgewest Breda, Zeeland en Zuid-Kennemerland. - Met lit. opg. ISBN O SISO 609 UDC (492) Trefw.: tandheelkundig onderzoek : Nederland Nederlands Instituut voor Praeventieve Gezondheidszorg TNO Publikatienummer: Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd, openbaar gemaakt, en/of verspreid door middel van druk, fotocopie, microfilm of op welke wijze ook zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van het NIPG-TNO.

4 INHOUD BIz. SAMENVATTING i 1. INLEIDING l 2. MATERIAAL EN METHODEN Deelnemende GGD'en en onderzoekers De bij het onderzoek betrokken kinderen Parameters voor de prevalentie van cariës Hulpmiddelen Voorbereiding onderzoekers Gegevensverwerking 7 3. REPRODUCEERBAARHEID VAN GEGEVENS VERZAMELD DOOR TANDARTSEN Uitkomsten Discussie REPRODUCEERBAARHEID VAN GEGEVENS VERZAMELD DOORTPM's Uitkomsten Discussie REPRODUCEERBAARHEID VAN GEGEVENS VERZAMELD DOOR JEUGDARTSEN Uitkomsten Discussie DE KEUZE VAN ONDERZOEKERS CONCLUSIES EN AANBEVELINGEN 33 LITERATUUR 35 LIJST VAN GEBRUIKTE AFKORTINGEN 36 BIJLAGEN 39

5 SAMENVATTING Zes GGD'en voerden epidemiologisch onderzoek naar de prevalentie van tandcariës bij kinderen van 5-6 jaar (melkgebit) en bij jarigen (blijvend gebit). In drie GGD'en werden de kinderen onderzocht door Tandheelkundig Preventief Medewerkers (TPM's) en in drie GGD'en door jeugdartsen. Om na te gaan wat de betrouwbaarheid was van de verzamelde gegevens werd een aantal kinderen opnieuw onderzocht door tandartsen van het NIPG. Van sommige kinderen werd het gebit door twee tandartsen beoordeeld. De TPM's werden, voor zij met hun werk startten, door een tandarts van het NIPG geïnstrueerd. De jeugdartsen kregen groepsgewijs voorlichting over het onderzoek van het gebit en zij werden daarna meestal ook nog op individuele basis begeleid door een TPM. Alle onderzoekers hadden een protocol ter beschikking met de te hanteren onderzoekscriteria. Als maat voor de overeenstemming tussen het oordeel van de GGD-medewerkers en de tandartsen werden gehanteerd het percentage overeenstemmende beoordelingen (Po) en Cohen's Kappa. Waar mogelijk werd ook de test-hertest correlatie berekend. Uit de gegevens van kinderen die door twee tandartsen waren onderzocht blijkt dat het onderzoek van de tandartsen in het algemeen betrouwbaar was. De Kappa-coëfficiënt was het laagst voor het onderzoek naar het aantal caviteiten (gaatjes) in het blijvend gebit, waarschijnlijk omdat vrijwel alle kinderen regelmatig bij een tandarts kwamen, waardoor er slechts weinig en alleen kleine afwijkingen voorkwamen. Ook van het onderzoek van de TPM's was de reproduceerbaarheid in het algemeen goed, zij het dat de Kappa-coëfficiënten wat lager waren dan van het onderzoek van de tandartsen. De gegevens van de jeugdartsen waren minder betrouwbaar dan die van de TPM's maar desondanks bruikbaar, vooral als werd uitgegaan van dichotome verdelingen, zoals de verdeling gaaf/niet-gaaf gebit. De data voor het melkgebit waren in het algemeen betrouwbaarder dan voor het blijvend gebit. Dit komt waarschijnlijk doordat de caviteiten in het melkgebit meestal groter waren. Bij oudere kinderen had men soms moeite elementen van het melkgebit van blijvende gebitselementen te onderscheiden. Caviteiten in het blijvend gebit werden noch door TPM's noch door jeugdartsen betrouwbaar gescoord. Hoewel globale cariësgegevens verzameld door jeugdartsen in het algemeen bruikbaar waren, bleek dat de resultaten van individuele jeugdartsen niet altijd betrouwbaar zijn. Men zal hiermee rekening moeten houden als men bijvoorbeeld schoolpopulaties wil vergelijken op grond van gegevens die door

6 verschillende jeugdartsen zijn verzameld. De keuze tussen jeugdartsen, TPM's en tandartsen als onderzoeker zal men mede moeten baseren op de vereiste betrouwbaarheid van de data. Jeugdartsen kunnen als onderzoeker worden ingezet als men alleen geïnteresseerd is in een globaal beeld van de mondgezondheid en wanneer kleine verschillen tussen groepen niet relevant worden geacht. Bij evaluatie-onderzoek zal de inschakeling van TPM's of tandartsen noodzakelijk zijn. Zowel voor TPM's als voor jeugdartsen lijkt een adequate instructie vooraf een vereiste om tot goede resultaten te komen. Aanbevolen wordt om als controle op de betrouwbaarheid van onderzoeksgegevens systematisch duplo-onderzoek uit te voeren: Een vergelijking tussen uitkomsten van onderzoek in verschillende GGD'en zonder nadere informatie over de vergelijkbaarheid van de gegevens is riskant. u

7 1. INLEIDING Sinds het midden van de jaren 80 is in een groot aantal basisgezondheidsdiensten (GGD'en) gestart met tandheelkundig.preventieve activiteiten (Heinsbroek & Kool, 1987). De aanleiding daartoe was vaak de opheffing van de schooltandverzorging, die eerder dergelijke taken vervulde. De mogelijkheid voor GGD'en subsidie te verkrijgen voor de aanstelling van een tandheelkundig preventief medewerker (TPM), vormde eveneens een stimulans. Naast de collectieve tandheelkundige preventie wordt ook tandheelkundig epidemiologisch onderzoek tot een taak van de GGD gerekend (Commissie Jeugdtandzorg van de Vereniging van Directeuren Basisgezondheidsdiensten, 1989). Dit is in lijn met de aanbeveling van de Stuurgroep Epidemiologie in Basisgezondheidsdiensten om epidemiologie te behandelen als een vanzelfsprekend facet van alle preventieve zorg (Stuurgroep Epidemiologie in Basisgezondheidsdiensten, 1987). Het tandheelkundig epidemiologisch onderzoek heeft veelal een signalerende functie. Onderzoeksvragen kunnen enerzijds betrekking hebben op het vóórkomen van gebitsafwijkingen als tandcariës: welke categorieën kinderen lopen het grootste risico, neemt de prevalentie toe of af? Anderzijds kan het onderzoek gericht zijn op het (preventief) gedrag dat met mondgezondheid samenhangt zoals tandenpoetsen en tandartsbezoek en op de determinanten van dit gedrag. In een eerdere NIPG-notitie (Kalsbeek, 1987) werden drie mogelijkheden genoemd voor de wijze waarop GGD'en epidemiologische gegevens over de gebitstoestand bij de jeugd kunnen verkrijgen. Deze mogelijkheden zijn: 1. informatie opvragen bij tandartsen of ziekenfondsen, 2. medewerkers van de GGD gebitsonderzoek laten uitvoeren, 3. een externe onderzoeksinstelling inschakelen. In de genoemde notitie worden voor- en nadelen beschreven van deze drie opties. De onder l genoemde mogelijkheid lijkt in de praktijk moeilijk te realiseren en heeft als nadeel dat over kinderen die niet bij een tandarts komen of niet bij een ziekenfonds zijn ingeschreven, geen informatie te verkrijgen is. De derde mogelijkheid betekent voor de GGD een extra kostenpost. In veel gevallen zal voor de tweede optie worden gekozen. Binnen de meeste GGD'en werken geen tandartsen. Over de kundigheid van niet-tandartsen om gebitsonderzoek uit te voeren, is weinig bekend. Met het oog op deze onzekerheid werd een onderzoek gestart met de volgende vraagstelling: - kunnen jeugdartsen bruikbare epidemiologische gegevens verzamelen over het vóórkomen van cariës bij kinderen? - zijn mondhygiënisten in staat dergelijke gegevens te verzamelen? Het antwoord op deze vragen zal mede afhankelijk zijn van het doel van het onderzoek en, in samenhang daarmee, met de parameter die men kiest voor de l

8 prevalentie van caries. Bij de beantwoording van de vragen zal daarmee rekening worden gehouden. Om de onderzoeksvragen te kunnen beantwoorden, zijn cariësgegevens die bij kinderen werden verzameld door jeugdartsen en TPM's (mondhygiënisten), vergeleken met gegevens over de zelfde kinderen verzameld door tandartsonderzoekers van het NIPG. Met dit betrouwbaarheidsonderzoek werd beoogd een bijdrage te leveren aan de ontwikkeling van het tandheelkundig epidemiologisch onderzoek als onderdeel van de basisgezondheidszorg.

9 2. MATERIAAL EN METHODEN 2.1 Deelnemende GGD'en en onderzoekers Mede naar aanleiding van de eerder genoemde NIPG-notitie vroegen diverse GGD'en om advies over de opzet van een tandheelkundig epidemiologisch onderzoek. Indien bleek dat men van plan was jeugdartsen of tandheelkundig preventief medewerkers (mondhygiënisten) onderzoek te laten doen naar het vóórkomen van cariës, werd de GGD verzocht deel te nemen aan het betrouwbaarheidsonderzoek van het NIPG. Alle GGD'en aan wie dit verzoek werd gedaan, waren bereid mee te werken. In werden zes GGD'en bij het onderzoek betrokken (zie tabel 1). In drie daarvan waren het jeugdartsen die kinderen onderzochten, in de drie andere TPM's. In waren er 21 jeugdartsen bij het onderzoek betrokken en zeven TPM's. Van de laatsten waren er zes mondhygiënist van professie en een voorlichtingsdeskundige. In twee van de drie GGD'en waar jeugdartsen als onderzoeker optraden, was een TPM voor de begeleiding beschikbaar (zie tabel 2.1). In de meeste GGD'en was ook een epidemioloog bij het onderzoek betrokken. Tabel 2.1 Overzicht van de in het project participerende GGD'en en medewerkers ondersteuning door GGD onderzoekers epidemioloog TPM Zeeland Hidden-Brabant Stadsgewest Breda Eemland Zuid-Kennemerland Hidden-Holland jeugdartsen + jeugdartsen + TPH's + TPH's + TPM's + jeugdartsen + + nvt nvt nvt - Vanuit het NIPG nam naast de projectleider (tandarts-epidemioloog) een (wisselend) aantal tandartsen deel aan de verzameling van gegevens. Deze tandartsen hadden allen ervaring met het gestandaardiseerd diagnostiseren van cariës.

10 2.2 De bii het onderzoek betrokken kinderen Kinderen werden onderzocht uit groep 2 en uit de groepen 7 of 8 van de basisschool. Deze kinderen zijn respectievelijk 5-6 en jaar oud. Door de GGD Eemland werd uitsluitend onderzoek gedaan in de oudste leeftijdscategorie. Het onderzoek van de jeugdartsen vond in twee van de drie GGD'en plaats tijdens het periodiek geneeskundig onderzoek (PGO). Dit was niet het geval in Zeeland, waar de artsen in het kader van een pilot-studie kinderen onderzochten op een viertal proefscholen, buiten het PGO om. Voor het betrouwbaarheidsonderzoek werd een selectie gemaakt uit alle basisscholen waar het onderzoek van de jeugdarts of TPM had plaatsgevonden. De keuze welke scholen door het NIPG zouden worden bezocht, is gemaakt door medewerkers van de GGD. In Zeeland waren alle vier proefscholen bij het betrouwbaarheidsonderzoek betrokken. In de overige GGD'en werd bij de keuze van de scholen gelet op de verdeling over de verschillende jeugdartsen of TPM's. De laatsten wisten op het moment dat zij het gebitsonderzoek uitvoerden, niet welke scholen voor het betrouwbaarheidsonderzoek zouden worden gekozen. Op basis van de door de GGD verzamelde gegevens, kon achteraf worden geconcludeerd dat de gebitstoestand van de kinderen op de scholen die door het NIPG werden bezocht, gemiddeld niet of slechts weinig afweek van het algemene beeld in de regio. In principe werd de gebitstoestand van alle kinderen van de groepen 2 en 7 of 8 op de gekozen scholen door een NIPG-tandarts herbeoordeeld, tenzij de ouders tevoren hiertegen bezwaar hadden gemaakt, wat zelden voorkwam. Een van elke vijf kinderen werd door twee tandartsen onderzocht, waarbij de eerste onderzoeker vooraf niet wist dat het onderzoek zou worden herhaald. 2.3 Parameters voor de prevalentie van caries Als eenheid van observatie kan men uitgaan van het gebit als geheel', van het gebitselement (tand of kies) of van een deel daarvan, het tandvlak. In tabel 2 is voor elke GGD en voor het NIPG de gehanteerde onderzoekseenheid vermeld. Tevens zijn de mogelijke beoordelingen weergegeven waaruit per meeteenheid een keuze moest worden gemaakt. De TPM's onderzochten allen op tandvlakniveau terwijl de jeugdartsen in één GGD op gebits-niveau en in twee GGD'en op element-niveau beoordeelden. Bij de 5-6-jarigen werden uitsluitend gegevens verzameld over het melkgebit, bij de l O-12-jarigen alleen gegevens over het blijvend gebit.

11 Het registreren van de bevindingen gebeurde op verschillende manieren. De jeugdartsen noteerden op de onderzoekskaart alleen scores voor het gebit als geheel (bijvoorbeeld het aantal gebitselementen met een caviteit). In Midden- Holland werden daarbij aantallen van vijf of hoger niet nader gespecificeerd. Voor de TPM's en voor de tandartsen van het NIPG werden de uitkomsten per tandvlak genoteerd. Achteraf werden de scores voor de gebitselementen en voor het gebit als geheel uit de vlakkenscores afgeleid. Tabel 2.2 Meeteenheid en beoordelingscategorieën gehanteerd door de onderzoekers van de diverse GGD'en en van het NIPG Zeeland Hidden-Brabant Stadsgewest Breda Eemland Zuid Kennemerland Midden-Holland NIPG meeteenheid gebitselement gebit tandvlak tandvlak tandvlak gebitselement tandvlak categorieën gaaf gevuld (geen caviteit) caviteit, vullen mogelijk idem, niet meer te vullen geëxtraheerd gaaf vulling(en) caviteit(en) en vuil.(en) caviteit(en) gaaf vulling vulling en caviteit caviteit geëxtraheerd zie Stadsgewest Breda zie Stadsgewest Breda gaaf gevuld (geen caviteit) caviteit of geëxtraheerd gaaf glazuurlaesie vulling vulling en caviteit caviteit geëxtraheerd

12 2.4 Hulpmiddelen De jeugdartsen stonden of zaten bij het onderzoek recht tegenover het kind. Om de mond te verlichten werd in de GGD Midden-Brabant een otoscoop met spreid-speculum gebruikt, in de GGD Midden-Holland een 'penlight' en in de GGD Zeeland een batterij-lampje bevestigd aan een brilmontuur. De artsen gebruikten een spatel om de wang en de tong weg te houden. De TPM's voerden het onderzoek uit met spiegel en sonde. Het kind lag daarbij achterover op een tafel, met het hoofd op een kussen. De lichtbron was een bureaulamp, bevestigd aan de tafelrand. De tandartsen onderzochten de kinderen in de onderzoeksbus van het NIPG. Hierin staan twee tandartsstoelen met alle toebehoren die een tandarts in de praktijk ter beschikking heeft (tandartslamp, luchtspuit, mondlampje). Het onderzoek werd uitgevoerd met spiegel en sonde; er werden geen röntgenfoto's gemaakt. 2.5 Voorbereiding onderzoekers Voor elke GGD werd een protocol opgesteld waarin de procedures en scoringscriteria voor het gebitsonderzoek waren beschreven. Voor de GGD Midden-Holland werd dit protocol, in overleg met het hoofd van de afdeling Jeugdgezondheidszorg van de GGD, door de projectleider van het NIPG geschreven, in de overige GGD'en werd het door GGD-medewerkers opgesteld. De verantwoordelijkheid voor het protocol berustte steeds bij de GGD. De jeugdartsen kwamen vooraf als groep bijeen om het protocol te bespreken. Daarbij was ook de projectleider van het NIPG aanwezig om vragen te beantwoorden en om het beoogde betrouwbaarheidsonderzoek toe te lichten. Belangrijke onderwerpen van gesprek waren: 'hoe zien carieuze laesies er uit?' en 'hoe zijn in een wisselgebit melkkiezen te onderscheiden van blijvende kiezen?'. In de GGD Midden-Holland werden twee groepsbijeenkomsten gehouden. De jeugdartsen in Zeeland en Midden-Brabant werden behalve in groepsverband ook op individuele basis op hun werk voorbereid door de TPM, die in de beginfase bij het onderzoek aanwezig was. De TPM's die zelf onderzoek uitvoerden, werden daarop voorbereid in twee oefen-bijeenkomsten, waarbij zij samen met de projectleider van het NIPG in een school kinderen onderzochten. Daar de tandartsen van het NIPG volgens een standaard-protocol werkten, dat ook bij ander epidemiologisch veldwerk wordt toegepast, werden voor dit onderzoek geen speciale calibratie-sessies gehouden.

13 2.6 Gegevensverwerking Voor elke klas kinderen die door de tandartsen was onderzocht, werd een lijst gemaakt waarop stond aangegeven de naam en de leeftijd van het kind en de volgende cariësindices: - het aantal 'decayed teeth' (gebitselementen met een caviteit), hierna aangeduid als dt, - het aantal 'missing teeth' (gebitselementen ontbrekend wegens cariës), aangeduid als mt - het aantal 'filled teeth' (gebitselementen met een vulling), aangeduid als ft, - het aantal 'decayed, missing or filled teeth' (al of niet behandelde door cariës aangetaste gebitselementen), aangeduid als dmft, - het aantal 'decayed surfaces' (tandvlakken met een caviteit), aangeduid als ds, - het aantal 'missing surfaces' (tandvlakken ontbrekend wegens cariës), aangeduid als ms, - het aantal 'filled surfaces' (tandvlakken met een vulling), aangeduid als fs, - het aantal 'decayed, missing or filled surfaces' (al of niet behandelde door cariës aangetaste tandvlakken), aangeduid als dmfs. Alle genoemde afkortingen hebben betrekking op het melkgebit. Voor cariëslaesies in het blijvend gebit worden dezelfde afkortingen in hoofdletters gebruikt. Voor de kinderen die werden onderzocht in Midden-Brabant, werd tevens de score voor het gebit als geheel vermeld, zoals gehanteerd door de jeugdartsen in deze regio (zie tabel 2.2). Van de lijsten werd een kopie naar de GGD gestuurd. Daar werden de scores van de GGD-onderzoekers naast die van de tandartsen genoteerd. Door het NIPG werden vervolgens kruistabellen gemaakt waarin de uitkomsten van de verschillende onderzoekers tegen elkaar werden afgezet. Vanuit vier GGD'en werd.een aantal van deze kruistabellen reeds eerder gepubliceerd (Flipse e.a., 1988, Van 't Bosch, 1988, Klingenberg, 1989, Schraven e.a., 1989). De mate waarin uitkomsten van de verschillende onderzoekers overeenstemmen zal op verschillende manieren worden weergegeven. Allereerst worden de uitkomsten als zodanig naast elkaar gezet zodat het (gemiddelde) verschil kan worden beoordeeld. Verder wordt het gevonden percentage overeenstemmende scores (Po) weergegeven en Cohen's Kappa, een index die rekening houdt met het feit dat ook door toeval een zekere mate van overeenstemming ontstaat. Kappa wordt berekend met behulp van de formule: Ka a _ % gevonden overeenstemming - % toevallige overeenstemming % toevallige overeenstemming

14 Kappa kan waarden aannemen tussen -l en 1. In navolging van Hunt (1986) wordt deze coëfficiënt als volgt geïnterpreteerd: Kappa < = 0,40 : slechte overeenstemming 0,40 Kappa < 0,75 : redelijke tot goede overeenstemming Kappa > = 0,75 : uitstekende overeenstemming. Voorzover dat al niet direct bij het onderzoek gebeurde, werden de uitkomsten alvorens Kappa te berekenen, gerubriceerd in een beperkt aantal categorieën. Dit werd aanvaardbaar geacht omdat kleine verschillen in het aantal aantastingen voor de gezondheid van het gebit weinig relevant zijn. De keuze van de categorieën is arbitrair. In het algemeen is uitgegaan van een indeling in vijf klassen (O, l of 2, 3 of 4, 5-8 en > 8). Aangezien dmfs-waarden een veel grotere spreiding vertonen dan dmft-waarden, is bij de indeling naar dmfs gekozen voor bredere klassen (O, 1-4, 5-8, 9-16 en > 16). De reproduceerbaarheid van het onderzoek van de tandartsen en de TPM's werd behalve op de hiervoor aangegeven manier, ook bepaald door de duplo-fout van de waarneming te berekenen. De duplo-fout is de standaardafwijking van het verschil tussen de eerste en de tweede onderzoeker (Van 't Hof in Truin e.a. 1988). Tevens werd de test-hertest correlatie (r) berekend volgens de formule: r_( duolo-fout ] 2 V s.d ) waarbij s.d. staat voor de standaardafwijking van de. verdeling van de betreffende parameter. In navolging van Van 't Hof wordt aangenomen dat r- waarden hoger dan 0,70 wijzen op een bruikbare meetmethode en metingen met r-waarden onder 0,50 onacceptabel zijn. Indien men beschikt over een 'gouden standaard', waarmee kan worden bepaald hoe de situatie werkelijk is, kan men van een andere, mogelijk minder betrouwbare onderzoeksmethode de 'sensitiviteit', 'specificiteit' en de 'predictieve waarde' berekenen (Vandenbroucke en Hofman, 1988). Om de mate van aantasting van een tand of kies met een 'borderline laesie' of met een afwijking in een moeilijk zichtbare plaats exact te kunnen vaststellen, zou men een röntgenfoto of een histologische coupe moeten maken. Het tandartsenonderzoek met spiegel en sonde heeft niet de pretentie een meting te zijn met een 'gouden standaard'. De genoemde indices zijn daarom niet berekend. Om als vergelijking te kunnen dienen voor het onderzoek van niet-tandartsen zal moeten worden aangetoond dat het onderzoek van de tandartsen goed reproduceerbaar is. Om die reden zullen in het volgende hoofdstuk allereerst gegevens worden gepresenteerd over de reproduceerbaarheid van het onderzoek van de tandartsen. In de daarop volgende hoofdstukken worden de uitkomsten 8

15 van de TPM's en de jeugdartsen met die van de tandartsen vergeleken. Daarna wordt ingegaan op de vraag welk type onderzoeker voor welk onderzoek het meest geschikt is.

16 3. REPRODUCEERBAARHEID VAN GEGEVENS VERZAMELD DOOR TANDARTSEN 3.1 Uitkomsten In dit hoofdstuk wordt de mate van overeenstemming tussen de tandartsen weergegeven met betrekking tot: - de aantallen dmft, dt, ft, DMFT; DT en FT, waarbij uitgegaan wordt van een verdeling van kinderen in vijf categorieën, - dezelfde parameters, uitgaande van dichotome verdelingen (bijvoorbeeld wel/geen dmft), - de aantallen dmfs, ds, fs, DMFS, DS en FS, uitgaande van een verdeling in vijf categorieën, - de gemiddelde waarden van de genoemde parameters. Voor de TPM's en de jeugdartsen werden de gegevens zoveel mogelijk op dezelfde wijze uitgewerkt, zodat onderlinge vergelijkingen mogelijk zijn. Van de 5-6-jarigen werden 120 kinderen tweemaal door een tandarts onderzocht. Van de jarigen gebeurde dit bij 160 kinderen. In de tabellen 3.1 en 3.2 worden de gegevens over het aantal dmft/dmft volgens de eerste en tweede onderzoeker tegen elkaar afgezet. De relatie tussen de uitkomsten van het eerste en het tweede gebitsonderzoek (beide uitgevoerd door tandartsen) met betrekking tot het aantal dmft bij 5-6-jarigen dmft Ie onderzoek > 8 dmft 2e onderzoek >

17 Tabel 3.2 -De relatie tussen de uitkomsten van het eerste en het tweede gebitsonderzoek (beide uitgevoerd door tandartsen) met betrekking tot het aantal DMFT bij jarigen DMFT 1e onderzoek > 8 DMFT 2e onderzoek > Bij de gekozen indeling waren voor het melkgebit 113 van de 120 uitkomsten gelijk, wat neer komt op een percentage overeenstemming (Po) van 94. Cohen's Kappa bedraagt 0,92. Voor het aantal DMFT waren Po 91 en Kappa 0,86. In tabel 3 staan deze waarden samen met die voor de aantallen dt, DT, ft en FT. De kruistabellen waaruit deze gegevens zijn berekend, kan men vinden in bijlage 1. Tabel 3.3 De overeenstemming tussen de tandarts-onderzoekers met betrekking tot het aantal draft, DMFT, dt, DT, ft en FT. De uitkomsten zijn gebaseerd op indelingen in vijf categorieën (zie tabel 3.1) percentage overeenstemming Cohen's Kappa 5-6 jaar jaar 5-6 jaar jaar melkgebit blijvend melkgebit blijvend gebit gebit dmft/dmft dt/dt ft/ft ,92 0,76 0,89 0,86 0,52 0,90 Op één na blijken alle Kappa-coëfficiënten hoger te zijn dan 0,75, wat duidt op een hoge mate van overeenstemming tussen de onderzoekers. Voor het aantal 11

18 onbehandelde carieuze elementen van het blijvend gebit (DT) was de overeenstemming, hoewel voldoende, duidelijk lager. Uitgaande van dichotome verdelingen (gaaf/niet-gaaf gebit, wel/geen gebitselementen met een vulling en wel/geen gebitselementen met een caviteit) wordt de mate van overeenstemming uiteraard hoger. De resulterende Po- en Kappa-waarden zijn in tabel 3.4 vermeld. Tabel 3.4 De overeenstemming tussen tandartsen-onderzoekers met betrekking tot het voorkomen dmft, DHFT, dt, DT, ft en FT. De uitkomsten berusten op een dichotome verdeling (zie tekst) percentage overeenstemming Cohen's Kappa 5-6 jaar jaar 5-6 jaar jaar melkgebit blijvend melkgebit blijvend gebit gebit dmft/dhft dt/dt ft/ft ,98 0,85 0,94 0,93 0,64 0,92 In tabel 3.5 worden de Po- en Kappa-waarden weergegeven voor de uitkomsten op tandvlakniveau, gerubriceerd vijf categorieën. De schaal voor de verdeling naar dmfs, ds en fs is aangepast met het oog op de grote spreiding van uitkomsten bij deze parameters. De klasse-breedte is in vergelijking met die voor dmft, dt en ft verdubbeld. De kruistabellen behorend bij tabel 3.5 staan in bijlage 1. De overeenstemming tussen tandarts-onderzoekers met betrekking tot het aantal dmfs, DMFS, ds, DS, fs en FS. De uitkomsten zijn gebaseerd op indelingen in vijf categorieën (zie de tabellen 7 t/m 12 in de bijlage 1). percentage overeenstemming Cohen's Kappa 5-6 jaar jaar 5-6 jaar jaar melkgebit blijvend melkgebit blijvend gebit gebit dmfs/dhfs ds/ds fs/fs ,90 0,76 0,91 0,83 0,48 0,94 12

19 Ook voor het onderzoek op vlakniveau blijkt dat alle Kappa-waarden op één na boven 0,75 uitkomen. In het algemeen wijken ze weinig af van die voor het onderzoek op element-niveau. Tabel 3.6 geeft voor de diverse parameters die werden gehanteerd de gemiddelde waarde, de standaardafwijking, de duplo-fout en de test-hertest correlatie. Daar de uitkomsten voor het.eerste en het tweede onderzoek niet systematisch afwijken, worden de gemiddelde uitkomsten voor deze twee onderzoeken niet afzonderlijk vermeld. Tabel 3.6 Gemiddelde waarde M voor de diverse parameters, de daarbij behorende standaardafwijking (s.d.), de duplo-fout van de waarneming en de test-hertest correlatie (r) X s.d. duplo-fout r dmft dt ft 2,8 1,9 0, ,5 0,7 0,9 0,4 0,97 0,92 0,92 dmfs ds fs ,3 5,2 3,2 1,4 1,* 0.5 0,96 0,93 0,97 DMFT DT FT 1,8 0,5 1, , ,5 0,7 0,5 0,92 0,51 0,89 DMFS DS FS 2.7 0,6 2,1 3,1 1,2 2, ,8 0,5 0,92 0,51 0,97 Alle r-waarden, met uitzondering van die voor de aantallen DT en DS, blijken hoog te zijn. De r-waarden van overeenkomstige parameters voor gebitselementen en tandvlakken wijken meestal weinig van elkaar af. 3.2 Discussie Voor vrijwel alle parameters blijkt dat de Kappa- en r-waarden hoog zijn. Daaruit kan worden geconcludeerd dat de reproduceerbaarheid van het onderzoek van de tandartsen in het algemeen goed of uitstekend was. Een uitzondering vormde de waarneming van het aantal caviteiten in het blijvend 13

20 gebit. Hoewel deze voldoende was, lag de betrouwbaarheid van de aantallen DT en DS toch ver onder het niveau van die van de overige parameters. De jarigen kwamen vrijwel allen regelmatig bij een tandarts. De caviteiten die bij het onderzoek werden gevonden zullen daarom voor de behandelend tandarts moeilijk zichtbaar zijn geweest of zijn ontstaan na de laatste gebitscontrole. Het is begrijpelijk dat dergelijke caviteiten bij een onderzoek minder betrouwbaar worden vastgesteld dan bijvoorbeeld caviteiten in het melkgebit. De laatste worden vrijwel niet behandeld. Een vergelijking tussen de Po-, Kappa- en r-waarden van overeenkomstige parameters voor gebitselementen en tandvlakken leert dat het voor betrouwbaarheid van de gegevens niet veel uitmaakt voor welke maat men kiest. Een argument voor het onderzoek van tandvlakken is dat de uitkomsten wat meer spreiding vertonen, wat met name bij onderzoek van groepen met een lage 'cariës experience' van belang kan zijn. Een bezwaar is echter dat het onderzoek meer tijd kost en dat men voor geëxtraheerde elementen het aantal aantastingen moet schatten. Indien men gegevens wil hebben over specifieke predilectieplaatsen (zoals pits, fissuren en contactvlakken) is onderzoek op vlakniveau uiteraard een vereiste. 14

21 4. REPRODUCEERBAARHEID VAN GEGEVENS VERZAMELD DOOR TPM's 4.1 Uitkomsten In de tabellen 4.1 en 4.2 staat per GGD het aantal kinderen dat zowel door TPM's als door tandartsen werd onderzocht. Ook is aangegeven hoeveel kinderen volgens deze onderzoekers een gaaf gebit hadden. Onder 'gaar wordt in dit verband verstaan een gebit zonder caviteiten of vullingen. Carieuze laesies die beperkt zijn tot het glazuur, zijn dus niet meegeteld. Tabel 4.1 Het totale aantal tweemaal onderzochte 5-6-jarigen en het aantal (percentage) kinderen met een gaaf melkgebit, per GGD gaaf melkgebit volgens TPH volgens tandarts GGD N N % N % Breda (51) 58 (48) Eemland Z.-Kennemerland (64) 23 (59) (54) 81 (51) Tabel 4.2 Het totale aantal tweemaal onderzochte jarigen en het aantal (percentage) kinderen met een gaaf blijvend gebit, per GGD gaaf blijvend gebit volgens TPM volgens tandarts GGD N N X N % Breda Eemland Z.-Kennemerland (53) (50) (51) (53) (43) (48) (51) 208 (48) De TPM's vonden vrijwel steeds wat meer gave gebitten dan de tandartsen. Het verschil per GGD varieerde tussen 0% en 7%. 15

22 In tabel 4.3 en 4.4 zijn voor de jongste en oudste leeftijdscategorie de dmft/dmft-waarden volgens de TPM's en de tandartsen tegen elkaar afgezet. Bij de gebruikte indeling in vijf categorieën was Po respectievelijk 77 en 83 en Kappa 0,65 en 0,74. Deze cijfers staan in tabel 4.5 samen met gegevens over de reproduceerbaarheid van de waarneming van elementen met een caviteit (dt/dt) en elementen met een vulling (ft/ft). De kruistabellen voor de diverse parameters staan in bijlage 2. Tabel 4.3 De relatie tussen de uitkomsten van de TPM's en de tandartsen (TA) met betrekking tot het aantal dmft bij 5-6-jarigen dmft volgens TA dmft volgens TPH > > 8 8 U Tabel 4.4 De relatie tussen de uitkomsten betrekking tot het aantal DMFT bij van de TPM's en de jarigen tandartsen (TA) met DMFT volgens TA DMFT volgens TPM > >

23 Tabel 4.5 De overeenstemming tussen de TPM's en de tandartsen met betrekking tot.het aantal dmft en DHFT, dt en DT, ft en FT. De uitkomsten berusten op een indeling in vijf categorieën (zie tabel 4.3 en 4.4) percentage overeenstemming Cohen's Kappa 5-6 jaar jaar 5-6 jaar jaar melkgebit blijvend melkgebit. blijvend gebit gebit dmft/dhft dt/dt ft/ft ,66 0,56 0,71 0,74 0,23 0,79. Op één na wijzen alle Kappa-waarden op een voldoende of hoge mate van overeenstemming tussen de beide groepen onderzoekers. Voor het aantal DT was de overeenstemming onvoldoende. In tabel 4.6 worden de uitkomsten vermeld uitgaande van dichotome verdelingen (gaaf/niet-gaaf gebit, wel/geen gebitselementen met een caviteit, wel/geen gebitselementen met een vulling). Tabel 4.6 De overeenstemming tussen de TPM's en de tandartsen met betrekking tot het voorkomen van dmft en DMFT, dt en DT, ft en FT. De uitkomsten berusten op een dichotome verdeling (zie tekst) percentage overeenstemming Cohen's Kappa 5-6 jaar jaar 5-6 jaar jaar melkgebit blijvend melkgebit blijvend gebit gebit dmft/dmft dt/dt ft/ft ,91 0,86 0,90 0,85 0,34 0,86 Ook nu blijkt Kappa voor DT lager dan 0,40 te zijn, dat wil zeggen dat deze onder de norm te ligt voor een voldoende mate van overeenstemming. Voor de overige parameters wijzen de Kappa-waarden op een uitstekende overeenstemming (Kappa > 0,75). Indien de uitkomsten voor de drie betrokken GGD'en afzonderlijk worden 17

24 beschouwd, blijken er onderling wel kleine verschillen te bestaan. Voor alle GGD'en geldt echter dat de reproduceerbaarheid voor vrijwel alle parameters goed is. Voor de TPM's in het Stadsgewest Breda lag de Kappa-coëfficiënt ook voor het aantal DT (juist) boven de norm (Kappa = 0,41 bij een indeling in vijf en Kappa = 0,54 bij een indeling in twee categorieën). In de praktijk zal een onderzoek bij een groep kinderen waarover men iets weten wil, bijvoorbeeld leerlingen van een bepaalde school, meestal worden uitgevoerd door één TPM. Het is daarom van belang de reproduceerbaarheid van de uitkomsten ook per TPM vast te stellen. Bij het onderzoek van de 5-6-jarigen waren vier TPM's betrokken terwijl de l O-12-jarigen door zeven TPM's werden onderzocht. Omdat het aantal in duplo onderzochte kinderen per TPM soms beperkt was (minimaal 28), is uitgegaan van dichotome verdelingen. Figuur l toont voor elke TPM de Po- en Kappa-waarden voor het onderzoek van het melk- en het blijvend gebit waarbij wordt uitgegaan van de categorieën gaaf/ niet-gaaf. Figuur 1. De overeenstemming tussen de TPM's en de tandartsen met betrekking tot het oordeel over het al of niet gaaf zijn van het melk- en het blijvend gebit, per TPM Percentage overeenstemming Cohen's Kappa 100-, , o a blijvend gebit melkgebit tnelkgebit blijvend gebit 18

25 Het blijkt dat voor vrijwel alle TPM's de reproduceerbaarheid van de waarneming gaaf/niet-gaaf uitstekend was. Aangezien de TPM's evenals de tandartsen bij het onderzoek het gebitsvlak als onderzoekseenheid hanteerden, zijn ook vergelijkingen te maken tussen de dmfs- en de DMFS-gegevens van de beide soorten onderzoekers. Voor de berekening van Po en Kappa werd opnieuw voor een indeling in vijf categorieën gekozen. Voor de kruistabellen wordt men verwezen naar bijlage 2. De berekende Po- en Kappa-waarden staan in de tabellen 4.7 en 4.8. Om een vergelijking te kunnen maken met de Po- en Kappa-waarden voor het onderzoek op elementniveau, worden deze eveneens in de tabellen vermeld. De overeenstemming tussen de TPM's en de tandartsen met betrekking tot de voor het melkgebit gehanteerde parameters op element- Ct) en op vlaknivsau (s). De uitkomsten berusten op indelingen in vijf categorieën (zie bijlage 2) percentage overeenstemming t s Cohen's Kappa dmft/dmfs dt/ds ft/fs ,66 0,56 0,71 0,75 0,65 0,83 De overeenstemming tussen de TPM's en de tandartsen met betrekking tot voor het blijvend gebit gehanteerde parameters op element- (T) en op vlakniveau (S). De uitkomsten berusten op indelingen in vijf categorieën Uie bijlage 2) de percentage overeenstemming Cohen's Kappa DMFT/DMFS DT/DS FT/FS ,74 0,23 0,79 0,71 0,21 0,80 Het blijkt dat de Kappa-coëfficiënten voor het onderzoek van het melkgebit hoger zijn als op vlakniveau werd beoordeeld. Voor het blijvend gebit maakte het weinig uit welke onderzoekseenheid werd gehanteerd. Bij de verwerking van cariësgegevens wordt veelal gewerkt met gemiddelde dmf/dmf-waarden. Het is daarom van belang na te gaan of deze gemiddelden 19

26 systematisch afwijken voor de tandartsen en de TPM's. In tabel 4.9 worden per categorie onderzoekers de gemiddelden gegeven voor de diverse parameters. Tevens is de duplo-fout aangegeven en de test-hertest correlatie (r). Tabel 4.9 De gemiddelde waarde voor de diverse parameters (x), afzonderlijk voor de TPM's en de tandartsen (TA), de standaardafwijking (s.d.), de duplo-fout en de test-hertest correlatie (r) TPM TA s.d. duplo-fout r X X dmft dt ft 2.7 2,0 0,5 2. 2,3 0, ,3 1,3 1,4 1,5 0,6 0,88 0,78 0,79 dmfs ds fs 4,7 3,3 0, , , ,4 0,8 0,89 0,85 0,87 DMFT DT FT 1.2 0,2 1, ,3 1, ,76 0,09 0,73 DMFS DS FS 1, ,6 2,2 0,4 1,8 3, ,8 1,5 1, ,76 < 0 0,80 Het verschil tussen de gemiddelde waarden was maximaal 0,4, waarbij de uitkomsten van de tandartsen steeds de hoogste zijn. Afgaande op de waarde van r blijkt de duplo-fout in de meeste gevallen acceptabel. Voor DT en DS wijzen de r-waarden uit dat deze data niet bruikbaar zijn. 4.2 Discussie In het algemeen kan men stellen dat het onderzoek van de TPM's goed \ reproduceerbare gegevens opleverde. Gemiddeld vonden de TPM's wat minder caviteiten dan de tandartsen. Men moet hierbij in aanmerking nemen dat er tussen het onderzoek van de TPM's en dat van de tandartsen soms een tijdsverloop was van enkele maanden. In deze periode kan het aantal aangetaste vlakken of elementen wat zijn toegenomen. 20

27 Een tweede oorzaak kan zijn dat in de oefensessies werd aanbevolen in twijfelgevallen een tandvlak of gebitselement niet als carieus aan te merken, dit ter vermijding van vals-positieve uitkomsten. Uit de tabellen 4.3 en 4.4 blijkt dat de TPM's bij sommige kinderen lager maar bij anderen hoger scoorden dan de tandartsen. Daaruit valt af te leiden dat de TPM's niet systematisch naar één kant van de tandartsen afweken. Waarschijnlijk zullen de verschillen die tussen de TPM's en de tandartsen werden gevonden, ook tussen TPM's onderling voorkomen. Waar het betrouwbaar scoren van het aantal caviteiten in het blijvend gebit voor de tandartsen al moeilijk blijkt te zijn, is het begrijpelijk dat het onderzoek van de TPM's lage Kappa-waarden opleverde voor DT en DS. Geconcludeerd kan worden dat het gemiddeld aantal caviteiten dat TPM's vinden bij kinderen die regelmatig een tandarts bezoeken, geen betrouwbaar gegeven is. Het is van belang hier op te merken dat de TPM's die aan het onderzoek meewerkten, allen vooraf door een medewerker van het NIPG werden geïnstrueerd. Welke resultaten worden bereikt zonder een dergelijke training, is uit dit onderzoek niet af te leiden. Anderzijds is het niet onmogelijk dat TPM's die langduriger worden getraind, tot nog betere resultaten komen. 21

28 5. REPRODUCEERBAARHEID VAN GEGEVENS VERZAMELD DOOR JEUGDDARTSEN 5.1 Uitkomsten In de tabellen 5.1 en 5.2 zijn de aantallen kinderen vermeld die in de drie GGD'en zowel door jeugdartsen als door tandartsen werden onderzocht, en tevens het aantal gebitten dat door hen als 'gaaf werd aangemerkt. Tabel 5.1 Het totale aantal tweemaal onderzochte 5-6-jarigen en het aantal (percentage) kinderen met een gaaf melkgebit, per GGD gaaf melkgebit volgens jeugdarts volgens tandarts GGD N N % N % Zeeland (57) 102 (61) Hidden-Brabant (52) 102 (44) Midden-Holland (70) 79 (53) (59) 283 (51) Tabel 5.2 Het totale aantal tweemaal onderzochte jarigen en het aantal (percentage) kinderen met een gaaf blijvend gebit, per GGD GGD N gaaf blijvend gebit volgens jeugdarts N X volgens tandarts N % Zeeland Midden-Brabant Midden-Holland (44) 141 (52) 104 (55) 90 (51) 127 (47) 111 (59) (51) 328 (52) Het verschil tussen de uitkomsten van de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tot het percentage kinderen met een gaaf gebit, wisselde sterk. In Zeeland beoordeelden de jeugdartsen minder gebitten als gaaf dan de tandartsen, in de andere regio's (soms veel) meer. 22

29 Zoals beschreven in hoofdstuk 2, werd door de jeugdartsen van de GGD Midden-Brabant niet het aantal aangetaste gebitselementen geteld maar werd per kind alleen gescoord of er vullingen of caviteiten in het gebit voorkwamen. Uit de registraties in de twee andere GGD'en zijn deze gegevens af te leiden. De tabellen 18 en 19 tonen de uitkomsten van de jeugdartsen in de drie GGD'en in relatie tot die van de tandartsen. Tabel 5.3 De relatie tussen het oordeel van de jeugdartsen en de tandartsen over het voorkomen van vullingen en caviteiten in het melkgebit bij 5-6-jarigen tandartsen jeugdartsen gaaf alleen vullingen vullingen en caviteiten alleen caviteiten gaaf alleen vullingen vuil. en caviteiten 5 37 « alleen caviteiten Tabel 5.4 De relatie tussen het oordeel van de jeugdartsen en de tandartsen over het voorkomen van vullingen en caviteiten in het blijvend gebit bij jarigen tandartsen jeugdartsen gaaf alleen vullingen vullingen en caviteiten alleen caviteiten gaaf alleen vullingen vuil. en caviteiten alleen caviteiten

30 Uit de beide tabellen blijkt dat de jeugdartsen en de tandartsen vaak verschilden in hun oordeel. Zoals was te verwachten, zagen de artsen een aantal caviteiten niet, die volgens de tandartsen wel bestonden. Anderzijds meenden de artsen soms caviteiten te zien waar deze er volgens de tandartsen niet waren. Op grond van de gegevens uit de twee voorgaande tabellen zijn Po-en Kappawaarden berekend, zowel voor indelingen in de vier getoonde categorieën, als voor indelingen gaaf/niet-gaaf, wel/geen caviteiten, wel/geen vullingen. Aangezien de uitkomsten voor drie GGD'en sterk uiteenlopen, worden deze in de volgende tabellen voor elke GGD afzonderlijk vermeld. Tabel 5.5 De overeenstemming tussen de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tot het oordeel over het voorkomen van vullingen en caviteiten. Uitgegaan wordt ven een verdeling in de vier categorieën genoemd in de tabellen 5.3 en 5.4 percentage 5-6 jaar melkgebit overeenstemming jaar blijvend gebit Cohen's Kappa 5-6 jaar melkgebit jaar blijvend gebit Zeeland H. -Brabant H. -Hol land ,78 0,61 0,45 0,53 0,50 0, ,61 0,49 24

31 Tabel 5.6 De overeenstemming tussen de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tot het oordeel over het al of niet gaaf zijn van het gebit en over het al of niet voorkomen van vullingen en cavitei ten. Uitgegaan wordt van dichotome verdelingen percentage 5-6 jaar melkgebit overeenstemming jaar blijvend gebit Cohen's Kappa 5-6 jaar melkgebit jaar blijvend gebit gaaf/niet-gaaf Zeeland M. -Brabant H. -Holland , ,63 0,69 0,69 0,45 wel/geen cavit. Zeeland M. -Brabant H. -Holland ,76 0,49 0,42 0,31 0,03 0,23 wel/geen vuil. Zeeland M. -Brabant M. -Holland ,95 0,92 0,65 0,91 0, Met uitzondering van die voor caviteiten in het blijvend gebit liggen vrijwel alle Kappa-coëfficiënten boven 0,40 wat wijst op een voldoende mate van reproduceerbaarheid van het onderzoek. Voor de jeugdartsen in Midden-Holland lagen de Kappa-waarden systematisch onder die van hun collega's in de andere regio's. Verder blijkt dat het onderzoek voor het melkgebit betrouwbaarder uitkomsten opleverde dan voor het blijvend gebit. In de tabellen 5.7 en 5.8 zijn de uitkomsten van de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tot het aantal dmft resp. DMFT tegen elkaar afgezet. Daar in Midden-Brabant niet op element-niveau is gescoord, betreft het hier alleen gegevens uit Zeeland en Midden-Holland. De jeugdartsen van de GGD Midden- Holland differentieerden niet tussen kinderen met 5-8 en meer dan 8 aangetaste gebitselementen. Daarom is er een indeling gemaakt in vier categorieën. 25

32 Tabel 5.7 De relatie tussen de uitkomsten van de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tot het aantal dmft bij 5-6-jarigen dmft tandartsen > 4 dmft volgens jeugdartsen > Tabel 5.8 De relatie tussen de uitkomsten van de jeugdartsen betrekking tot het aantal DMFT bij jarigen en de tandartsen met DMFT tandartsen > 4 DMFT volgens jeugdartsen > " 364 Vergelijkbare tabellen zijn ook gemaakt voor het aantal elementen met een caviteit (dt/dt) en het aantal elementen met een vulling (ft/ft). Deze tabellen zijn opgenomen in bijlage 3. De berekende Po- en Kappa-waarden staan samen met die voor de aantallen dmft en DMFT in tabel

33 Tabel 5.9 De overeenstemming tussen de jeugdartsen en de tandartsen m.b.t. het aantal dmft en DMFT, dt en DT, ft en FT. De uitkomsten zijn gebaseerd op een indeling in vier categorieën (zie tabel 5.7 en 5.8) percentage 5-6 jaar melkgebit overeenstemming jaar blijvend gebit Cohen's Kappa 5-6 jaar melkgebit jaar blijvend gebit dmft/dmft Zeeland M. -Holland , ,57 0,33 dt/dt Zeeland M. -Hol land ,62 0,28 0,25 0,18 ft/ft Zeeland H. -Holland ,84 0,58 0,78 0,47 De Kappa-waarden voor het onderzoek van het melkgebit liggen op een na alle boven de norm voor een voldoende mate van reproduceerbaarheid. Voor onderzoek van het blijvend gebit zijn de Kappa's vaak laag. Evenals voor de TPM's is het ook voor de jeugdartsen ven belang de mate van reproduceerbaarheid van de cariësgegevens per onderzoeker te beoordelen. Daar er 21 jeugdartsen bij het onderzoek waren betrokken, was het aantal tweemaal onderzochte kinderen per onderzoeker beperkt. De Po- en Kappa-waarden voor individuele onderzoekers hebben daardoor een relatief grote onbetrouwbaarheidsmarge. De figuren 2 en 3 tonen respectievelijk de Po- en Kappa-waarden voor het onderzoek van het melk- en het blijvend gebit per jeugdarts. Er wordt uitgegaan van de verdeling gaaf/niet-gaaf gebit. 27

34 Figuur Z. De overeenstemming tussen de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tot het oordeel over het al of niet gaaf zijn van het melk- en blijvend gebit, uitgedrukt in het percentage overeenstemmende beoordelingen, per jeugdarts, per GGD (Z = Zeeland, M-B = Midden-Brabant, M-H = Midden-Hol land) Percentage overeenstemming 100 -i M-B M-H melkgebit Z M-B M-H blijvend gebit De overeenstemming tussen de jeugdartsen en de tandartsen met betrekking tol het oordeel over het al of niet gaaf zijn van het melk- en blijvend gebit, uitgedrukt in Cohen's Kappa, per jeugdarts, per GGD (Z = Zeeland, M-B - Midden-Brabant, M-H = Midden-Holland) 100 i *D CO Cohen's Kappa J O M-B M-H melkgebit Z M-B M-H blijvend gebit

35 Voor vrijwel alle jeugdartsen van de GGD'en Zeeland en Midden-Brabant blijkt dat de reproduceerbaarheid van de beoordeling gaaf/niet-gaaf gebit voldoende of goed was. In Midden-Holland liet deze beoordeling met name voor het blijvend gebit vaak te wensen over. 5.2 Discussie Uit de hiervoor getoonde gegevens blijkt dat het onderzoek van jeugdartsen in principe bruikbare data kan opleveren over de cariësprevalentie, vooral als van de dichotome verdeling gaaf/niet-gaaf wordt uitgegaan. Het is op het eerste gezicht merkwaardig dat jeugdartsen een redelijk betrouwbaar oordeel gaven over het al of niet gaaf zijn van het blijvend gebit, terwijl zij caviteiten in dit gebit vaak over het hoofd zagen. De verklaring is dat de jeugdartsen vullingen betrouwbaar scoorden en dat er maar weinig kinderen waren met caviteiten in het blijvend gebit zonder dat er ook vullingen voorkwamen. Het is opvallend is dat de reproduceerbaarheid van de gegevens in één GGD zoveel lager was dan in de twee andere. Blijkbaar mag men er niet zonder meer vanuit gaan dat gegevens van jeugdartsen in alle gevallen voldoende betrouwbaar zijn. Dit kan ook worden afgeleid uit een onderzoek in het Streekgewest Westelijk Noord-Brabant, waar de reproduceerbaarheid van registraties van een deel van de jeugdartsen onvoldoende bleek te zijn (De Kort, 1989). TPM's die in hun GGD jeugdartsen begeleiden bij het gebitsonderzoek, ervaren dat deze artsen moeite hebben de elementen van het melkgebit te onderscheiden van blijvende gebitselementen. Voor l O-12-jaar oude kinderen, waarvan het gebit in de wisselfase verkeert, kan dit leiden tot onjuiste uitkomsten. Dat de jeugdartsen van de GGD Midden-Holland, die niet door een TPM werden begeleid, veel meer van de tandartsen verschilden dan hun collega's elders, zou een gevolg kunnen zijn van een onvoldoende instructie op dit punt. Ook het ontbreken van een epidemioloog in de GGD Midden-Holland zou een rol kunnen hebben gespeeld. In de GGD Westelijk Noord-Brabant bleek overigens dat de beschikbaarheid van TPM's geen garantie geeft dat alle jeugdartsen op een betrouwbare wijze onderzoeken. Als op basis van het percentage kinderen met een gaaf gebit een rangorde wordt opgesteld van de GGD'en Zeeland, Midden-Brabant en Midden-Holland, en men gaat uit van de gegevens van de jeugdartsen, dan krijgt men een andere volgorde dan wanneer men dit zelfde doet op basis van de gegevens van de tandartsen (zie de tabellen 5.1 en 5.2). Hieruit blijkt dat gegevens verzameld door jeugdartsen niet geschikt zijn om vergelijkingen te maken tussen GGD'en onderling. 29

36 6. DE KEUZE VAN ONDERZOEKERS Hiervoor werd geconcludeerd dat zowel TPM's als jeugdartsen in principe in staat zijn op een reproduceerbare wijze gegevens te verzamelen over de cariësprevalentie bij kinderen. Dit wil echter niet zeggen dat deze onderzoekers voor elk type onderzoek kunnen worden ingezet. Bij de keuze van onderzoekers spelen zowel methodologische overwegingen een rol (zoals de betrouwbaarheid van de verkregen data) als meer pragmatische argumenten zoals de beschikbare tijd en de motivatie van de in aanmerking komende medewerkers. Ook de mogelijkheid financiële middelen te verwerven, waardoor het onderzoek aan een externe organisatie kan worden uitbesteed, kan de keuze mede bepalen. Hierna zullen enkele uitgangspunten worden genoemd die onderzoekstechnisch belangrijk zijn. Om een vergelijking tussen de diverse onderzoekers mogelijk te maken, zijn in tabel 6.1 overeenkomstige uitkomsten bijeen gebracht. Uitgegaan wordt van scores op element-niveau en indelingen in vier categorieën. De data uit Midden- Brabant zijn niet meegeteld, daar deze niet tot dmft/dmft-scores zijn te herleiden. 30

37 Tabel 6.1 De overeenstemming tussen de tandartsen onderling (TA-TA), tussen TPM's en tandartsen (TPM-TA), en tussen jeugdartsen en tandartsen (JA-TA) met betrekking tot het aantal dmft/dmft. dt/dt en ft/ft. De uitkomsten zijn gebaseerd op een indeling in vier categorieën (zie de tabel 5.7 en 5.8) percentage overeenstemming 5-6 jaar jaar melkgebit blijvend gebit Cohen's Kappa 5-6 jaar melkgebit jaar blijvend gebit dmft/dmft TA-TA TPM-TA JA-TA , ,62 0, ,46 dt/dt TA- TA TPM-TA JA-TA ,63 0,47 0,52 0,24 0,24 ft/ft TA-TA TPM-TA JA- TA ,89 0,71 0,69 0,90 0,80 0,62 Er blijkt een duidelijk verband te bestaan tussen het type onderzoeker en het niveau van de Kappa-coëfficiënt. Voor de jeugdartsen werden, zoals men kon verwachten, lagere Kappa-waarden bereikt dan voor de TPM's. Niet-behandelde caries in het blijvend gebit werd noch door de TPM's noch door de jeugdartsen op een betrouwbare wijze gescoord. Van vrijwel al het epidemiologisch onderzoek vormt de vergelijking van subgroepen een wezenlijk onderdeel. In het kader van de basisgezondheidszorg kan men denken aan vergelijkingen tussen scholen of schooltypen, tussen etnische groepen, tussen gemeenten binnen het verzorgingsgebied van de GGD en aan vergelijkingen met andere GGD-regio's. Indien men door herhaald onderzoek wil nagaan of de cariësprevalentie af- of toeneemt, betekent dit eveneens dat data van verschillende groepen worden vergeleken. Hetzelfde gebeurt bij onderzoek naar de relatie tussen preventief gedrag en het voorkomen van cariës. Voor men het onderzoek start zal men zich moeten afvragen hoe groot de verschillen in cariësprevalentie zijn die men verwacht en hoe groot een verschil tussen groepen moet zijn wil dit relevantie hebben voor het beleid van de GGD. De waarschijnlijkheid dat een in werkelijkheid bestaand verschil als 31