Testy stawu krzyżowo-biodrowego - co naprawdę mówi dodatni klaster Lasletta

Sześć testów i jedno kryterium wyniku dodatniego

Ten tekst jest napisany do fizjoterapeuty i studenta fizjoterapii - to instrukcja czytania liczb, która ma sens w rękach osoby prowadzącej badanie.

Klaster, który w polskim piśmiennictwie nosi nazwisko Marka Lasletta, składa się z sześciu testów prowokacyjnych: dystrakcji, kompresji, thigh thrust, testu Gaenslena, sacral thrust i FABER, czyli testu Patricka.¹

Najważniejsze w tym zestawie nie jest technika, a definicja. Wynikiem dodatnim pojedynczego testu nie jest jakikolwiek ból, lecz odtworzenie bólu znanego pacjentowi - Laslett pisze o „usual or familiar pain”.¹ Dyskomfort przy ucisku ani kłucie, którego pacjent wcześniej nie znał, wynikiem dodatnim nie są. Różnica wydaje się drobna, dopóki nie zobaczy się, co robi z liczbami: przy luźniejszym kryterium swoistość spada pierwsza i najszybciej.

Praca źródłowa nie podaje natomiast ani liczby powtórzeń, ani siły nacisku w niutonach - jest tylko stwierdzenie, że testy są rzetelne, jeśli wykonać je w wysoce standaryzowany sposób, z siłą wystarczającą do obciążenia stawu.¹ Kryterium siły zostaje nieokreślone i to jedno z realnych źródeł rozjazdu wyników między badającymi.

Dwie pułapki. Pierwsza jest skutkiem tłumaczenia maszynowego: „distraction test” pojawia się w polskich materiałach jako „test rozproszenia uwagi”, choć w nazwie chodzi o dystrakcję, czyli rozciąganie przedniej części stawu przez nacisk na kolce biodrowe przednie górne.¹ Druga to dokładanie testów do zestawu: Laslett opisuje drop test jako rzetelny, ale - według stanu wiedzy na 2008 rok - nieoceniony w żadnym badaniu trafności.¹ Nie sprawdzaliśmy, czy od tego czasu takie badanie powstało; dopóki tego nie wiadomo, test bez danych o trafności nie wchodzi do klastra, bo klaster ma określoną wartość tylko w składzie, w którym go zmierzono.

Dlaczego progiem są trzy testy, a nie cztery

Praca źródłowa objęła 48 pacjentów z przewlekłym bólem lędźwiowo-miednicznym kierowanych na iniekcje. Przy progu trzech lub więcej dodatnich testów z sześciu czułość wyniosła 94%, a swoistość 78%; największą powierzchnię pod krzywą ROC, 0,842, dawały dowolne dwa z czterech najlepszych testów.² Pełny rozkład progów Laslett opublikował trzy lata później, zestawiając własne dane z pracą van der Wurffa.¹

Tabela 1 przeglądu Lasletta z 2008 roku.¹ Uwaga do pierwszej kolumny: Laslett liczył progi z sześciu testów, a van der Wurff z pięciu, bo jego praca opisuje zestaw pięciu testów prowokacyjnych³ - dlatego w jego kolumnie „5 lub więcej” oznacza koniec skali. Czułość 91% tutaj i 94% w abstrakcie dotyczą tej samej pracy.²

Przy czterech dodatnich testach LR+ spada do 3,2 i 1,4, a przy pięciu do 2,1 i zera.¹ Zaostrzanie progu obniża czułość szybciej, niż podnosi swoistość, więc trzy dodatnie testy to optimum, nie minimum: zdanie „miał pięć dodatnich testów, więc rozpoznanie jest pewniejsze” jest wprost sprzeczne z danymi.

Niezależne powtórzenie u van der Wurffa dotyczyło tej samej zasady trzech dodatnich testów, ale na zestawie pięciu pozycji. Na 60 pacjentach, z których 27 odpowiedziało na blokady, dało czułość 0,85 (95% CI 0,72-0,99), swoistość 0,79 (0,65-0,93), LR+ 4,02 (2,04-7,89), LR- 0,19 (0,07-0,47) i AUC 0,799.³ Zbieżność z liczbami Lasletta jest dobra, ale to nie replikacja tego samego narzędzia - i pierwszy powód, dla którego wartość zbiorcza wypada niżej.

Można też nie zmieniać progu, a dodać kryterium z innego badania. Reguła „trzy lub więcej dodatnich testów oraz brak centralizacji bólu w ocenie McKenziego” dała czułość 91% (95% CI 62-98) i swoistość 83% (68-96) przy LR+ 6,97 (2,70-20,27);¹⁵ przegląd z 2008 roku podaje swoistość tej reguły jako 87%.¹ Liczby są najlepsze w całym zestawie, ale pochodzą z podpróby 34 pacjentów, w której ból stawu potwierdzono u zaledwie jedenastu osób. Dolna granica czułości 62% oznacza, że reguła może przepuszczać blisko czterech chorych na dziesięciu, a niezależnej walidacji nie ma.

Pojedynczy test: dlaczego nie wystarcza żaden

Przegląd systematyczny Hancocka i wsp. objął 41 badań o umiarkowanej jakości, z czego siedem dotyczyło tego stawu: pojedyncze testy manualne były nieinformacyjne, a dopiero ich połączenie dawało LR+ 3,2 (95% CI 2,3-4,4) i LR- 0,29 (95% CI 0,12-0,35).⁶ Próg informacyjności, czyli LR+ powyżej 2 albo LR- poniżej 0,5, jest decyzją autorów, nie wynikiem pomiaru. Przedział ufności dla LR- jest w abstrakcie identyczny z przedziałem podanym tam dla innego wyniku, co wygląda na błąd druku w źródle; podajemy go tak, jak go opublikowano.

Metaanaliza Szadek i wsp. podaje ilorazy szans diagnostycznych: thigh thrust 18,461 (95% CI 5,82-58,53), test kompresyjny 3,88 (1,7-8,9), a trzy lub więcej dodatnich testów 17,16 (7,6-39), przy technice podwójnej infiltracji jako teście odniesienia.⁷ Iloraz szans diagnostycznych nie jest ilorazem wiarygodności: nie przelicza się na prawdopodobieństwo po teście i jest nieczuły na to, czy test lepiej potwierdza, czy wyklucza.

Jedyna praca z pełnymi tabelami w otwartym dostępie

Liczby dla poszczególnych testów, które da się sprawdzić u źródła, pochodzą z pracy Nejatiego i wsp.: FABER czułość 71,8% i swoistość 66,7%, thigh thrust 74,4% i 44,4%, Gaenslen 61,5% i 33,3%, Yeoman 64,1% i 33,3%.⁸ Trzy zastrzeżenia. Dodatnią blokadę miało 39 z 48 pacjentów (81,25%), więc swoistość musiała się załamać, a wartość predykcyjna wyniku dodatniego sztucznie wyrosła. Wzorcem była podwójna blokada z progiem jedynie 60% zniesienia bólu. I najważniejsze: to nie jest klaster Lasletta - praca w ogóle nie badała sacral thrust, oceniała natomiast test Yeomana, którego w klastrze nie ma, a dystrakcji, kompresji i testu Newtona użyła tylko do kwalifikacji i nie raportuje ich wyników. Porównywanie swoistości 11,1% z tej pracy ze swoistością 78% u Lasletta to więc porównywanie dwóch różnych zestawów testów.

W osobnym badaniu sześć manewrów - thigh thrust, Gaenslen, FABER, dystrakcja, kompresja i sacral thrust - wykonano przed i 15 minut po iniekcji dostawowej. Nie wykazano żadnego związku, ani dla pojedynczego manewru, ani dla ich kombinacji, z odpowiedzią na znieczulenie definiowaną jako ponad 80% zniesienia bólu.⁹ Abstrakt nie podaje liczby pacjentów, a do iniekcji dodano triamcynolon - ta sama wada, którą zarzuca się innym pracom o tym stawie.

Zostaje praca cytowana najczęściej i najbardziej bezrefleksyjnie. Jedyne znane nam badanie trafności tych testów z kontrolą placebo dało swoistość 100% dla każdego z trzech manewrów i czułość 77-87%: 40 pacjentów, po 20 na lignokainę 1% w objętości 4 ml i na sól fizjologiczną, próg 70% - i każdy z tych 40 pacjentów zgłaszał ból przy każdym z trzech testów już na wejściu.¹⁰

Wniosek jest zgodny we wszystkich tych pracach. Przegląd blokad dostawowych: żaden pojedynczy manewr nie przewidywał odpowiedzi na blokadę, natomiast przy co najmniej trzech dodatnich wynikach czułość i swoistość istotnie się poprawiały.¹⁶ Przegląd reguł diagnostycznych w bólu krzyża: pojedyncze testy wydają się mniej użyteczne niż klastry, a regułę dla tego stawu autorzy uznali za obiecującą - z zastrzeżeniem, że Laslett jest współautorem i przeglądu, i ocenianej w nim reguły.¹¹

Metaanaliza z 2021 roku - i dlaczego daje LR+ 2,13

Krążąca po polskim internecie wartość LR+ 2,13 jest prawdziwa. Z 2195 przeszukanych rekordów do metaanalizy weszło pięć badań: LR+ 2,13 (95% CI 1,2-3,9), LR- 0,33 (0,11-0,72), DOR 9,01 (1,72-28,4), przy ocenie GRADE bardzo niska pewność.⁴ Autorzy wnioskują, że klaster nie daje wystarczającej dokładności, by potwierdzić staw jako źródło bólu, natomiast pozwala go wykluczać z większą pewnością - abstrakt mówi wprost o 92% pewności, że wynik ujemny jest prawdziwy.

Czułości i swoistości zbiorczej abstrakt nie podaje. Wartości 80% i 63% oraz PPV 34,7% i NPV 92,4% przytacza dopiero wytyczna z 2025 roku.⁵ Są wewnętrznie zgodne z publikowanymi ilorazami (0,80 przez 0,37 daje 2,16), ale formalnie pochodzą ze źródła drugiego rzędu i tak je tu podajemy. Ta sama tabela wytycznej ma zresztą pomyłkę: dla pracy van der Wurffa podaje n = 140, a w abstrakcie pracy źródłowej jest 60 pacjentów.³ Używamy liczby ze źródła.

Trzy opracowania zbiorcze, trzy miary i trzy różne liczby. Im węższe kryteria włączenia i nowsza pula badań, tym niższa wartość zbiorcza i ostrożniejsza ocena pewności.

Metaanaliza ma opublikowany zarzut metodologiczny: w zeszycie ze stycznia 2022 roku ukazał się list do redakcji o metodyce i zbieraniu danych, a autorzy odpowiedzieli w tym samym numerze.¹²¹³ Oba teksty są płatne - potwierdziliśmy ich istnienie, autorów i identyfikatory, ale nie treść argumentów, więc nie podajemy, na czym spór polega. Kto cytuje LR+ 2,13 w dyskusji, powinien wiedzieć, że ta wartość ma krytykę i odpowiedź.

Skąd różnica wobec LR+ 4,3

Rozbieżność nie jest błędem rachunkowym, a skutkiem włączenia badań o bardzo różnych kryteriach. Przy progu trzech testów swoistość wyniosła 78% u Lasletta i 79% u van der Wurffa, ale 57% u Stanforda i Burnhama oraz 11,1% u Nejatiego.¹³¹⁴⁸ To uproszczenie dydaktyczne, nie porównanie tej samej wielkości: różne populacje, różne progi zniesienia bólu, częstość choroby w próbie od 18,5% do 81,25%, a w jednej z tych prac inny zestaw testów.

Najniższą publikowaną wartość daje praca Stanforda i Burnhama: przy trzech lub więcej dodatnich testach czułość 0,82, swoistość 0,57 i LR 1,9 (p = 0,04).¹⁴ Jej wzorzec odniesienia był mieszany - blokadę porównawczą z progiem powyżej 79% zastosowano u jedenastu pacjentów uznanych za dodatnich, a 23 pozostałych zakwalifikowano jako ujemnych na podstawie pojedynczej blokady z progiem poniżej 80%. Część wyników ujemnych mogła więc być fałszywie ujemna, co samo obniża swoistość testów klinicznych w tym badaniu.

Ile zmienia wynik: rachunek na liczbach

Żadna z tych liczb nie znaczy nic bez prawdopodobieństwa wstępnego. Wytyczna z 2025 roku szacuje częstość bólu stawu krzyżowo-biodrowego na 15-30% wśród pacjentów z przewlekłym, nieradikularnym bólem poniżej L5 (Grade B), na 20-30% u osób z podejrzeniem z wywiadu i badania oraz na 33-59% po usztywnieniu lędźwiowym lub lędźwiowo-krzyżowym (Grade C).⁵ Przegląd blokad podaje te same 20-30% przy podejrzeniu¹⁶, a starszy przegląd rozstęp od 10% do 62% zależnie od warunków, z punktem około 25%.¹⁷

Przyjmijmy 20% i zróbmy rachunek do końca. Szansa wstępna to 0,25. Po wyniku dodatnim: 0,25 razy 2,13 daje 0,5325, czyli 34,7%. Po ujemnym: 0,25 razy 0,33 daje 0,0825, czyli 7,6%. Metaanaliza podaje 35% (95% CI 32-37%) i 8% (6-10%), więc arytmetyka się zgadza.⁴ Sam schemat - prawdopodobieństwo na szanse, pomnożyć, wrócić do prawdopodobieństwa - rozpisujemy w tekście o czułości i swoistości.

Rysunek pokazuje jedną rzecz wyraźniej niż tabela: wybór cytowanej pracy decyduje o wyniku bardziej niż wybór testów. Przy tym samym pacjencie prawdopodobieństwo po trzech dodatnich testach wypada od 32% do 64%. Sam Laslett rozpisuje przykład z nomogramem: przy LR+ 4,16 i prawdopodobieństwie wstępnym 26% wychodzi 59%, a z regułą centralizacyjną i częstością 32% - 77%.¹ Ten sam rachunek z LR+ 2,13 przy częstości 26% daje 43%, nie 59%. Podając liczbę komuś innemu, podaj przy niej, z której pracy pochodzi i jaką częstość przyjąłeś.

Co mówi wynik dodatni, a co ujemny

Najmocniejsze, co można zrobić tym klastrem, to wykluczyć staw. Autorzy pracy źródłowej formułują to wprost: jeśli wszystkie sześć testów nie odtworzy znanego pacjentowi bólu, staw krzyżowo-biodrowy można wykluczyć jako aktualne źródło bólu krzyża - wszyscy pacjenci z dodatnią odpowiedzią na iniekcję zgłaszali ból przy co najmniej jednym teście.² Metaanaliza, przy całej ostrożności, idzie w tym samym kierunku.⁴

Dwie oceny trzeba podać razem, bo dotyczą różnych rzeczy. Wytyczna z 2025 roku nadaje stopień Grade A tezie, że swoistość testów tego stawu jest ogólnie niższa od czułości, a wyniki ujemne mają większą wartość prognostyczną niż dodatnie. Samemu kryterium trzech dodatnich testów z sześciu ta sama wytyczna daje stopień Grade C, czyli niską pewność.⁵ Pierwsza ocena dotyczy kierunku tezy, druga konkretnego narzędzia, a liczby, z których obie się wywodzą, metaanaliza oceniła jako dowód bardzo niskiej pewności.⁴

Najtrudniejsza do przyjęcia jest prawa górna ćwiartka. Dodatni klaster nie wskazuje techniki leczenia, bo nikt tego nie zbadał: żadna praca nie sprawdzała, czy przewiduje odpowiedź na jakiekolwiek postępowanie fizjoterapeutyczne - jedynym badanym następstwem była odpowiedź na blokadę.⁴⁵ To wniosek z braku danych, nie wynik badania negatywnego; nie wolno z niego wnosić, że wynik testu jest bez znaczenia dla leczenia. Wolno wnosić tyle, że krok od „trzy dodatnie testy” do „więc stosujemy technikę X” nie ma w literaturze pokrycia i trzeba go uzasadnić czymś innym.

Klaster nie rozstrzyga też o „dysfunkcji”. Testy walidowano wobec bólu stawu potwierdzonego blokadą - dla dysfunkcji nie istnieje żaden przyjęty wzorzec odniesienia i autorzy pracy z pełnymi tabelami stwierdzają to wprost.⁸ Zdanie „klaster potwierdza dysfunkcję stawu krzyżowo-biodrowego” odnosi się więc do konstruktu, którego nikt nie zdefiniował operacyjnie.

Wzorzec odniesienia: blokada diagnostyczna i jej granice

Wszystkie liczby w tym tekście są policzone wobec jednego wzorca: blokady diagnostycznej, czyli podania znieczulenia miejscowego do stawu pod kontrolą obrazową. Jeśli ból ustąpi o ustalony odsetek, staw uznaje się za źródło bólu. Blokady „na ślepo” nie mają tu wartości - Laslett pisze, że takie iniekcje rzadko trafiają do jamy stawu.¹

To najlepszy dostępny wzorzec i jednocześnie wzorzec słaby. Pojedyncza niekontrolowana blokada daje około 20% wyników fałszywie dodatnich¹⁷, a wytyczna z 2025 roku podaje za syntezą Kennedy'ego 19-22% dla dostawowego znieczulenia miejscowego.⁵

Próg zniesienia bólu przesuwa wszystko. Wytyczna podaje, że najczęstszy próg to 50% i że nie wykazano, by wyższe poprawiały wyniki; dodaje, że sedacja wiąże się z większą liczbą wyników fałszywie dodatnich, a dodanie kortykosteroidu podniosło odsetek wyników dodatnich z 35% do 49% przy progu 75%.⁵ Kortykosteroid nie jest środkiem znieczulającym, więc jego dodanie do blokady diagnostycznej unieważnia logikę testu niezależnie od liczb.

W pracach pierwotnych wygląda to tak. U Maigne'a z 54 pacjentów 19 odpowiedziało na pierwszą blokadę, a tylko 10 (18,5%) na potwierdzającą - i, co w polskich streszczeniach wypada najczęściej, żaden test prowokacyjny nie osiągnął w tej pracy istotności statystycznej.¹⁸ Próg 75% i przeliczenie na 35% wyników dodatnich po pierwszej iniekcji podaje wytyczna, nie sam abstrakt.⁵ U Schwarzera 13 z 43 kolejnych pacjentów (30%) uzyskało zadowalające zniesienie bólu, u dziewięciu z nich stwierdzono pęknięcia torebki brzusznej stawu, a jedyną cechą różnicującą odpowiedź na blokadę był ból pachwiny.¹⁹ U Dreyfussa próg był najsurowszy w całej literaturze, co najmniej 90% zniesienia bólu, a wniosek jednoznaczny: ani żadna cecha z wywiadu, ani żaden z dwunastu testów, ani żadne ich zestawienie nie miały wartości diagnostycznej.²⁰

Jedno rozróżnienie przydaje się w rozmowie z lekarzem: blokady gałęzi bocznych nerwów krzyżowych nie znieczulają stawu od środka. W podwójnie zaślepionym badaniu z placebo na 20 bezobjawowych ochotnikach skuteczność fizjologiczna sięgnęła 70% dla więzadeł, ale sześć z siedmiu badanych (86%) nadal czuło ponowne rozciąganie torebki stawu.²¹ To pomiar tego, co blokada znieczula anatomicznie, nie jej trafności - i stąd wniosek wytycznej, że takie blokady nie są diagnostyczne dla bólu dostawowego.⁵

Testy ruchomości i palpacyjne: dlaczego nie wchodzą do klastra

Pierwszy argument jest mechaniczny. Przegląd systematyczny siedmiu prac podaje rotacje od -1,1 do 2,2 stopnia w jednej osi i do 8,0 stopnia w innej, a translacje do 8,0 mm, zależnie od osi i metody pomiaru - autorzy wnioskują o ograniczonej użyteczności klinicznej rozpoznawania na podstawie palpacji.²³ To nie normy ruchomości, a rozstęp wyników między badaniami o różnych metodach, część z nich na zwłokach. Laslett podaje ten zakres zwięźlej: mniej niż 4 stopnie rotacji i do 1,6 mm translacji.¹

Drugi argument jest pomiarowy i mocniejszy. W badaniu na 61 uczestnikach testy prowokacyjne dały zgodność 67-97% i kappa 0,43-0,84, a klastry 0,51-0,75 - natomiast test palpacyjny zgodność 48% i kappa -0,06.²⁴ Dwa badania wieloośrodkowe wypadły podobnie: 73 osoby oceniane przez 23 fizjoterapeutów w losowych parach dały ICC 0,27 i kappa 0,18, a 65 pacjentów w jedenastu placówkach, ocenianych przez 34 fizjoterapeutów, zgodność 60-69% i kappa 0,11-0,23 dla złożenia czterech testów.²⁵²⁶

Trzeci argument to wyniki u osób bez objawów: w badaniu na 101 bezobjawowych dorosłych 20% miało wynik dodatni w co najmniej jednym teście przesiewowym - zgięcia w stojącej, zgięcia w siedzącej albo testu Gilleta.²⁷ Abstrakt zapowiada odsetki dla każdego testu osobno, ale ich nie podaje, więc podajemy tylko liczbę ogólną.

Czwarty pochodzi z jedynej pracy z pełnymi tabelami. Test Gilleta i test zgięcia do przodu (w tej pracy „Forward Flexion Test”, w literaturze anglojęzycznej także standing flexion test) miały czułość 100% i swoistość 0% przy wartości predykcyjnej wyniku dodatniego 81%.⁸ Wypadały więc dodatnio u wszystkich badanych, a 81% to po prostu częstość choroby w tej próbie - test dodatni u każdego nie wnosi żadnej informacji. Ci sami autorzy zauważyli, że testy palpacyjne nie zmieniły się po blokadzie stawu, co oznacza, że ich trafności tą metodą w ogóle nie da się ustalić.

Problem nie jest nowy: przegląd metodologiczny z 2000 roku ocenił jakość jedenastu badań trafności testów tego stawu i tylko dwa wypadły obiecująco, z punktacją 58 i 64.³⁰

Dlaczego te same testy dają tak różne liczby

Największe źródło rozbieżności to częstość choroby w badanej próbie. Wszędzie pacjentów wstępnie wyselekcjonowano, ale w bardzo różnym stopniu: odsetek dodatnich blokad wahał się od 18,5% do 81,25%. Przy 81% chorych w próbie swoistość progu trzech testów spadła do 11,1%, a wartość predykcyjna wyniku dodatniego wyrosła do 82,2% - czyli dokładnie do częstości choroby w tej próbie.⁸

To nie częstości w populacji, a odsetki dodatnich blokad w wyselekcjonowanych próbach, przy różnych progach - nie wolno ich porównywać jako wartości tej samej wielkości.^1819320228 Dobrze widać to u Slipmana: wartość predykcyjna wyniku dodatniego manewrów prowokacyjnych wyniosła 60% przy częstości dodatniej blokady w próbie również 60% (30 z 50 pacjentów).²² Test dodatni nie zmienił tam prawdopodobieństwa ani o punkt procentowy - podręcznikowy powód, dla którego PPV bez podanej częstości choroby jest liczbą bezużyteczną.

Drugie źródło to próg zniesienia bólu uznany za blokadę dodatnią: w omówionych pracach użyto 60%, 70%, 75%, 79%, 80% i 90%, a wytyczna z 2025 roku podaje jako najczęstszy w literaturze 50%.^810181422205 Różnica między 50% i 90% to nie detal metodyczny, a dwa różne schorzenia na papierze.

Trzecie to rzetelność samych testów - i tu trzeba uważać, co się z czym porównuje. W pracy Lasletta i Williamsa siedem testów prowokacyjnych ocenianych przez pary badających u 51 pacjentów dało zgodność 78-94% i kappa 0,52-0,88, przy czym jedna para oceniła 43% pacjentów i uzyskała w dwóch testach rzetelność zaledwie graniczną, więc 0,88 jest górną granicą, nie wartością typową.²⁸ W pracy Telli i wsp. na 117 pacjentach kappa wyniosła 0,90 dla thigh thrust i sacral thrust oraz 0,78 dla FABER, ale tych samych pacjentów oceniał ten sam klinicysta dwa razy, a zgodności między różnymi badającymi praca nie oceniała wcale.²⁹ To rzetelność wewnątrzbadaczowa, nie międzybadaczowa - dwie różne wielkości, których nie wolno stawiać w jednym rzędzie.

Czwarta rzecz to pytanie, czy powtarzać testy po blokadzie. Nie warto: normalizacja większości testów po iniekcji dała czułość 0,89, swoistość 0,30 i LR 1,3 przy p = 0,3, na próbie 34 pacjentów, z których jedenastu miało potwierdzony ból stawu.¹⁴ Przy takiej liczebności brak istotności nie dowodzi braku efektu, a jedynie go nie wykazuje. Drugie badanie, z manewrami przed i 15 minut po iniekcji, również nie wykazało związku z odpowiedzią na znieczulenie.⁹ To nie dowód nieskuteczności, ale wystarcza, żeby nie budować na tym postępowania.

Co z tego wynika przy kozetce

Klaster Lasletta przechodzi próg użyteczności przyjęty w przeglądach reguł diagnostycznych - LR+ co najmniej 2 albo LR- co najwyżej 0,5 - nawet przy najniższych publikowanych wartościach, czyli LR+ 2,13 i LR- 0,33.¹¹⁴ Ale przechodzi go z minimalnym zapasem przy wyniku dodatnim i z wyraźnym przy ujemnym. Cała praktyczna treść tego artykułu wynika z tej asymetrii.

1. Wyklucz najpierw to, czego klaster nie wyklucza. Testy prowokacyjne są badaniem bólu, nie przesiewem w kierunku poważnej patologii - kolejność opisujemy w tekście o czerwonych flagach, a ocenę ryzyka przed technikami manualnymi w tekście o ramie IFOMPT.
2. Zapisz prawdopodobieństwo wstępne przed badaniem. Rachunek robiony po fakcie zawsze wychodzi tak, jak chciałeś.
3. Trzymaj kryterium. Wynik dodatni to odtworzenie bólu, z którym pacjent przyszedł - nie dyskomfort i nie ból w innym miejscu.
4. Nie dokładaj testów do zestawu. Palpacja, zgięcie w stojącej, test Gilleta, ocena położenia kolców i długości kończyn nie wchodzą do klastra.
5. Zapisuj wynik z kryterium. „Cztery z sześciu testów odtworzyły znany pacjentowi ból” jest zdaniem weryfikowalnym; „klaster SIJ dodatni” nie jest.
6. Nie wyprowadzaj z wyniku techniki. Ten krok trzeba uzasadnić osobno, bo literatura go nie pokrywa.

Pacjentowi, który pyta, czy to „na pewno stawy krzyżowo-biodrowe”, uczciwa wersja brzmi mniej więcej tak: „Cztery z sześciu testów odtworzyły ten ból, z którym Pani przyszła. To przesuwa prawdopodobieństwo w górę, ale nie na tyle, żebym mógł powiedzieć, że źródło jest ustalone”. Jest to niewygodne, bo pacjent przyszedł po nazwę - ale rozpoznanie postawione z liczby, która daje 35%, kosztuje więcej, gdy po trzech wizytach trzeba je odwołać.

A jeśli wszystkie sześć testów wypada ujemnie i żaden nie odtwarza znanego bólu, masz w ręku najmocniejszą informację, jaką ten zestaw daje: staw z dużym prawdopodobieństwem nie jest aktualnym źródłem bólu i warto szukać gdzie indziej.²⁴ Przy bólu promieniującym do kończyny pierwszym krokiem jest test SLR i różnicowanie bólu korzeniowego, a to, jak zachowuje się inny klaster przy łączeniu pozycji, opisujemy w tekście o testach diagnostycznych barku.

Najczęstsze pytania

Bibliografia

1. Laslett M. Evidence-based diagnosis and treatment of the painful sacroiliac joint. Journal of Manual & Manipulative Therapy 2008;16(3):142-152. DOI: 10.1179/jmt.2008.16.3.142 · PMID: 19119403
2. Laslett M, Aprill CN, McDonald B, Young SB. Diagnosis of sacroiliac joint pain: validity of individual provocation tests and composites of tests. Manual Therapy 2005;10(3):207-218. DOI: 10.1016/j.math.2005.01.003 · PMID: 16038856
3. van der Wurff P, Buijs EJ, Groen GJ. A multitest regimen of pain provocation tests as an aid to reduce unnecessary minimally invasive sacroiliac joint procedures. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation 2006;87(1):10-14. DOI: 10.1016/j.apmr.2005.09.023 · PMID: 16401431
4. Saueressig T, Owen PJ, Diemer F, Zebisch J, Belavy DL. Diagnostic accuracy of clusters of pain provocation tests for detecting sacroiliac joint pain: systematic review with meta-analysis. Journal of Orthopaedic & Sports Physical Therapy 2021;51(9):422-431. DOI: 10.2519/jospt.2021.10469 · PMID: 34210160
5. McCormick ZL, Cohen SP i wsp.; multispecialty, international working group. Consensus practice guidelines on sacroiliac joint complex pain from a multispecialty, international working group. Pain Medicine 2025;26(12):817-917. DOI: 10.1093/pm/pnaf129 · PMID: 41318933
6. Hancock MJ, Maher CG, Latimer J i wsp. Systematic review of tests to identify the disc, SIJ or facet joint as the source of low back pain. European Spine Journal 2007;16(10):1539-1550. DOI: 10.1007/s00586-007-0391-1

POZOSTAŁE 24 ŹRÓDEŁ +

7. Szadek KM, van der Wurff P, van Tulder MW, Zuurmond WW, Perez RS. Diagnostic validity of criteria for sacroiliac joint pain: a systematic review. The Journal of Pain 2009;10(4):354-368. DOI: 10.1016/j.jpain.2008.09.014 · PMID: 19101212
8. Nejati P, Sartaj E, Imani F, Moeineddin R, Nejati L, Safavi M. Accuracy of the diagnostic tests of sacroiliac joint dysfunction. Journal of Chiropractic Medicine 2020;19(1):28-37. DOI: 10.1016/j.jcm.2019.12.002 · PMID: 33192189
9. Schneider BJ, Ehsanian R, Rosati R, Huynh L, Levin J, Kennedy DJ. Validity of physical exam maneuvers in the diagnosis of sacroiliac joint pathology (errata: Pain Medicine 2020;21(5):1089). Pain Medicine 2020;21(2):255-260. DOI: 10.1093/pm/pnz183 · PMID: 31393577
10. Broadhurst NA, Bond MJ. Pain provocation tests for the assessment of sacroiliac joint dysfunction. Journal of Spinal Disorders 1998;11(4):341-345. PMID: 9726305
11. Petersen T, Laslett M, Juhl C. Clinical classification in low back pain: best-evidence diagnostic rules based on systematic reviews. BMC Musculoskeletal Disorders 2017;18(1):188. DOI: 10.1186/s12891-017-1549-6 · PMID: 28499364
12. Vraa M. Concerns about the methodology and data collection in a systematic review (list do redakcji). Journal of Orthopaedic & Sports Physical Therapy 2022;52(1):49-50. DOI: 10.2519/jospt.2022.0201 · PMID: 34972484
13. Saueressig T, Diemer F, Zebisch J, Owen PJ, Belavy DL. Author response to „Concerns about the methodology and data collection in a systematic review”. Journal of Orthopaedic & Sports Physical Therapy 2022;52(1):50-51. DOI: 10.2519/jospt.2022.0201-R
14. Stanford G, Burnham RS. Is it useful to repeat sacroiliac joint provocative tests post-block? Pain Medicine 2010;11(12):1774-1776. DOI: 10.1111/j.1526-4637.2010.00968.x · PMID: 21040430
15. Laslett M, Young SB, Aprill CN, McDonald B. Diagnosing painful sacroiliac joints: a validity study of a McKenzie evaluation and sacroiliac provocation tests. Australian Journal of Physiotherapy 2003;49(2):89-97. DOI: 10.1016/s0004-9514(14)60125-2 · PMID: 12775204
16. Kennedy DJ, Engel A, Kreiner DS, Nampiaparampil D, Duszynski B, MacVicar J. Fluoroscopically guided diagnostic and therapeutic intra-articular sacroiliac joint injections: a systematic review. Pain Medicine 2015;16(8):1500-1518. DOI: 10.1111/pme.12833 · PMID: 26178855
17. Simopoulos TT, Manchikanti L, Singh V, Gupta S, Hameed H, Diwan S, Cohen SP. A systematic evaluation of prevalence and diagnostic accuracy of sacroiliac joint interventions. Pain Physician 2012;15(3):E305-E344. PMID: 22622915
18. Maigne JY, Aivaliklis A, Pfefer F. Results of sacroiliac joint double block and value of sacroiliac pain provocation tests in 54 patients with low back pain. Spine 1996;21(16):1889-1892. DOI: 10.1097/00007632-199608150-00012 · PMID: 8875721
19. Schwarzer AC, Aprill CN, Bogduk N. The sacroiliac joint in chronic low back pain. Spine 1995;20(1):31-37. DOI: 10.1097/00007632-199501000-00007 · PMID: 7709277
20. Dreyfuss P, Michaelsen M, Pauza K, McLarty J, Bogduk N. The value of medical history and physical examination in diagnosing sacroiliac joint pain. Spine 1996;21(22):2594-2602. DOI: 10.1097/00007632-199611150-00009 · PMID: 8961447
21. Dreyfuss P, Henning T, Malladi N, Goldstein B, Bogduk N. The ability of multi-site, multi-depth sacral lateral branch blocks to anesthetize the sacroiliac joint complex. Pain Medicine 2009;10(4):679-688. DOI: 10.1111/j.1526-4637.2009.00631.x · PMID: 19638143
22. Slipman CW, Sterenfeld EB, Chou LH, Herzog R, Vresilovic E. The predictive value of provocative sacroiliac joint stress maneuvers in the diagnosis of sacroiliac joint syndrome. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation 1998;79(3):288-292. DOI: 10.1016/s0003-9993(98)90008-9 · PMID: 9523780
23. Goode A, Hegedus EJ, Sizer P, Brismee JM, Linberg A, Cook CE. Three-dimensional movements of the sacroiliac joint: a systematic review of the literature and assessment of clinical utility. Journal of Manual & Manipulative Therapy 2008;16(1):25-38. DOI: 10.1179/106698108790818639 · PMID: 19119382
24. Robinson HS, Brox JI, Robinson R, Bjelland E, Solem S, Telje T. The reliability of selected motion- and pain provocation tests for the sacroiliac joint. Manual Therapy 2007;12(1):72-79. DOI: 10.1016/j.math.2005.09.004 · PMID: 16843031
25. Freburger JK, Riddle DL. Measurement of sacroiliac joint dysfunction: a multicenter intertester reliability study. Physical Therapy 1999;79(12):1134-1141. DOI: 10.1093/ptj/79.12.1134 · PMID: 10630282
26. Riddle DL, Freburger JK. Evaluation of the presence of sacroiliac joint region dysfunction using a combination of tests: a multicenter intertester reliability study. Physical Therapy 2002;82(8):772-781. DOI: 10.1093/ptj/82.8.772 · PMID: 12147007
27. Dreyfuss P, Dryer S, Griffin J, Hoffman J, Walsh N. Positive sacroiliac screening tests in asymptomatic adults. Spine 1994;19(10):1138-1143. DOI: 10.1097/00007632-199405001-00007 · PMID: 8059269
28. Laslett M, Williams M. The reliability of selected pain provocation tests for sacroiliac joint pathology. Spine 1994;19(11):1243-1249. DOI: 10.1097/00007632-199405310-00009 · PMID: 8073316
29. Telli H, Telli S, Topal M. The validity and reliability of provocation tests in the diagnosis of sacroiliac joint dysfunction. Pain Physician 2018;21(4):E367-E376. PMID: 30045603
30. van der Wurff P, Meyne W, Hagmeijer RH. Clinical tests of the sacroiliac joint. A systematic methodological review. Part 2: validity. Manual Therapy 2000;5(2):89-96. DOI: 10.1054/math.1999.0229 · PMID: 10903584

Materiał ma charakter edukacyjny i jest adresowany do fizjoterapeutów, studentów fizjoterapii oraz lekarzy. Nie zastępuje indywidualnej oceny klinicznej ani konsultacji medycznej.

Czytaj dalej

DIAGNOSTYKA Czułość, swoistość i iloraz wiarygodności - jak czytać liczby przy teście klinicznym Czułość, swoistość, LR+ i LR- wyjaśnione na testach narządu ruchu. Trzy pełne wyliczenia prawdopodobieństwa po… DIAGNOSTYKA Testy diagnostyczne barku - które mają realną wartość kliniczną Czułość, swoistość i LR testów Neera, Hawkinsa, Jobe'a i hornblowera. Dlaczego pojedynczy test nie wystarcza i… DIAGNOSTYKA Wywiad fizjoterapeutyczny - jak go przeprowadzić, żeby zmieniał decyzje Dziesięć pytań z Wytycznych KRF, pytanie otwierające i jedna zasada: pytanie zmienia coś tylko wtedy, gdy zmie…