← Ehlers-Danlos syndroom-overzicht

Prevalentie en epidemiologie van Ehlers-Danlos

Vier lagen die allemaal “prevalentie” heten

De literatuur over de vraag hoe vaak Ehlers-Danlos voorkomt levert cijfers op die twee ordes van grootte uit elkaar liggen, van 0,2% tot boven de 40%, en die elkaar toch niet per se tegenspreken. Ze meten iets anders. Wie ze uit elkaar houdt, kan de literatuur lezen; wie ze door elkaar haalt, komt uit bij onzin.

Voor de klinische afbakening van deze lagen, zie het overzicht van het Ehlers-Danlos-dossier. Voor de genetische onderbouwing van laag 4 en het ontbreken daarvan bij laag 3, zie genetica.

Hoe vaak komt een gestelde EDS- of HSD-diagnose voor?

Er zijn twee populatiebronnen van behoorlijk kaliber, en samen dragen ze vrijwel het hele veld.

De sterkste is de Welse huisartsendossierstudie van Demmler en collega’s, die landelijke huisarts- en ziekenhuisdossiers koppelde over de periode juli 1990 tot juni 2017 en 6021 mensen vond met een gecodeerde diagnose EDS of gewrichtshypermobiliteitssyndroom (PMID 31685485). Dat komt neer op een gediagnosticeerde puntprevalentie van 194,2 per 100.000 in 2016/2017, oftewel ongeveer 1 op 515 mensen, of grofweg tien patiënten in een huisartsenpraktijk van 5000. De kracht van deze studie zit in het design: routinematig verzamelde data van een hele natie, zonder zelfselecterende enquête en zonder verwijscohort van een gespecialiseerd centrum.

De tweede bron wordt zelden als epidemiologische bron aangehaald omdat het formeel een darmonderzoek is. Zloof en collega’s onderzochten 1.627.345 Israëlische adolescenten die medisch werden gekeurd voor de militaire dienstplicht tussen 1998 en 2020, en vonden 4686 jongeren met een door specialisten gestelde diagnose HSD of hEDS (PMID 37658800). Dat is een prevalentie van ongeveer 0,29%, dus 288 per 100.000.

Twee volstrekt onafhankelijke systemen, in verschillende landen, met verschillende methodes, komen uit op enkele tienden van een procent. Dat is de meest verdedigbare schatting van gediagnosticeerde HSD en hEDS die we hebben.

Beide cijfers zijn wel een ondergrens, en om twee verschillende redenen. Het Welse getal is een diagnosed prevalence: het telt alleen de mensen bij wie de diagnose ook daadwerkelijk in het dossier staat. Het meet daarmee de vangst van het diagnostische net, en niet de vis in de zee. Gezien de onderdiagnose verderop in dit artikel ligt de ware prevalentie vrijwel zeker hoger. Het Israëlische getal betreft 17-jarigen, terwijl veel EDS-diagnoses pas veel later worden gesteld. Daar staat tegenover dat een keuring systematischer is dan gewone zorg, wat de detectie juist verhoogt. Een tweede beperking van de Welse data: de periode loopt tot 2017, precies het jaar waarin de internationale classificatie de oude categorie splitste in EDS en HSD. De gecodeerde diagnoses gaan dus over de oude termen.

Het cijfer “1 op 500”

In recente publicaties duikt steeds vaker de bewering op dat hEDS en HSD samen ongeveer 1 op 500 mensen treffen, bijvoorbeeld in de grote internationale enquête van Daylor en collega’s (PMID 40869462). Merk op dat 1 op 500 gelijk is aan 200 per 100.000, wat vrijwel exact het Welse cijfer is. Het is daarom aannemelijk dat dit een afronding van Demmler is en geen onafhankelijke schatting, hoewel de bron er zelf geen referentie bij geeft. Wie dit getal op drie plaatsen tegenkomt, ziet vermoedelijk drie keer dezelfde bron.

Wat we slecht weten: de verdeling over de subtypes

Betrouwbare populatiecijfers per EDS-subtype ontbreken vrijwel volledig. De beste indicatie komt uit een populatiegebaseerd dossieronderzoek in Minnesota, waarin 21 geverifieerde EDS-gevallen uiteenvielen in 14 hypermobiele, 2 klassieke, 4 vasculaire en 1 arthrochalasie-subtype (PMID 30856599). De rangorde klopt met de algemene aanname dat hEDS veruit het grootste subtype is, maar met 21 gevallen is elk percentage statistisch waardeloos. De steekproef is bovendien scheef: de gevallen werden geselecteerd op volledige dossiers vanaf het eerste levensjaar, binnen een studie over kindermishandeling, wat de ernstiger en vroeger opgemerkte subtypes bevoordeelt. Dat 4 van de 21 vasculaire EDS betreft, terwijl vasculaire EDS klinisch als een van de zeldzaamste subtypes geldt, illustreert die scheefheid.

Een Zwitsers register van 796 mensen met verdenking op een bindweefselaandoening laat het onderliggende probleem zien: EDS was de verwijsreden bij 53,6% van de patiënten, terwijl moleculaire bevestiging bij slechts 60 gevallen werd bereikt (PMID 39957537). Die kloof tussen verdenking en genetische bevestiging is inherent aan de aandoening, want hEDS heeft geen gentest. Zie genetica voor wat er wel en wat er niet moleculair te bevestigen valt.

Voor vasculaire EDS levert dit corpus geen bruikbare prevalentie- of incidentieschatting op. Cijfers in de orde van 1 op 50.000 tot 1 op 200.000 circuleren wel, maar ze zijn hier niet te onderbouwen en moeten apart worden nagezocht. Wat de literatuur wel toont, is de ernst wanneer het subtype aanwezig is: in een cohort van 65 mensen met een pathogene COL3A1-variant maakten 32 personen samen 59 cardiovasculaire en orgaangebeurtenissen door, waaronder 28 dissecties (PMID 37776192). Zie rode vlaggen voor de klinische betekenis daarvan.

Hoe vaak komt gegeneraliseerde hypermobiliteit voor?

Dit is een andere vraag, en het antwoord valt lager uit dan velen verwachten. Tofts en collega’s voerden een systematische review met meta-analyse uit over 46 studies met ongeveer 23.000 volwassenen uit de algemene bevolking (PMID 41399207). Qua design is dit de sterkste bron in het hele veld. Bij de klassieke afkapwaarde van Beighton 6 of hoger komt de gepoolde GJH-prevalentie uit op 2% van de volwassenen, met een 95%-betrouwbaarheidsinterval van 0,6 tot 6,6.

Let op de breedte van dat interval: van 0,6% tot 6,6% is een factor elf. Dat is een eerlijke weergave van hoe heterogeen de onderliggende studies zijn, en het betekent dat elke bron die “de” prevalentie van hypermobiliteit met twee decimalen opgeeft, meer zekerheid suggereert dan de data toelaten.

Leeftijd verandert de afkapwaarde

De praktisch belangrijkste bijdrage van deze meta-analyse is dat één vaste afkapwaarde onhoudbaar is. Bindweefsel wordt stijver met de jaren, dus dezelfde score betekent iets anders op je twintigste dan op je zeventigste.

Bron: Tofts et al. (PMID 41399207).

Een Beighton-score van 4 bij een vrouw van zeventig is dus eerder betekenisvol dan diezelfde 4 bij een meisje van twintig. Dat is waarschijnlijk de meest direct bruikbare epidemiologische bevinding over deze aandoening.

De afkapwaarde voor ouderen verdient wel een voorbehoud, want die is de zwakste van de drie. De 6,5% bij een afkap van 4 ligt bóven de 2,5%-drempel die de auteurs zelf hanteren als grens voor typische variatie, en zij kozen die 4 naar eigen zeggen alleen omdat er te weinig data waren om een afkap van 5 te kunnen poolen. Behandel die waarde als werkhypothese in plaats van als vastgestelde grens.

Bij kinderen ligt de drempel weer anders. In een Zweeds schoolonderzoek onder 11-jarigen was de mediane Beighton-score 1 (interkwartielafstand 0 tot 2) en benaderde een score van 6 of hoger het 95e percentiel bij beide seksen (PMID 41178087). Dat bevestigt dat een leeftijdsspecifieke drempel ook bij kinderen nodig is.

Het meetinstrument zelf is wankel

De Beighton-score is minder hard dan de decimalen suggereren. In een pediatrische pijnkliniek bleken de scores van jongeren die door twee of meer behandelaars werden beoordeeld in 52,7% van de gevallen onderling tegenstrijdig (PMID 41195730). In diezelfde kliniek kreeg 37% van alle jongeren een hypermobiliteitsgerelateerde diagnose, verdeeld over negen verschillende labels, en werd die diagnose regelmatig ook bij een negatieve Beighton-score gesteld. Dit was een retrospectief dossieronderzoek en geen formele inter-beoordelaarsstudie, dus een deel van de discrepantie kan echte verandering over de tijd zijn. De praktijkles blijft dat een enkele score aanzienlijke meetruis bevat, en dat het verschil tussen een 4 en een 5 net zo goed tussen twee onderzoekers als tussen twee patiënten kan zitten.

Ook de vragenlijstroute is minder scherp dan vaak wordt aangenomen. De Chinese versie van de vijfdelige hypermobiliteitsvragenlijst haalt een sensitiviteit van 78,6% en een specificiteit van 65,8%, met een AUC van 0,722 (PMID 41888376). Ongeveer een op de drie mensen zonder hypermobiliteit wordt daarmee ten onrechte positief bestempeld. Dat zijn testeigenschappen van de Chinese vertaling in een studentenpopulatie, dus ze laten zich lastig generaliseren naar de originele Engelstalige lijst, maar ze onderstrepen wel dat een positieve screeningsuitslag een lichamelijk onderzoek aanvult en beslist niet vervangt.

Cijfers die onbruikbaar zijn als populatieprevalentie

Sommige veelgeciteerde getallen liggen een orde van grootte hoger dan de 2% van Tofts. Ze meten iets anders, of ze meten iets anders slecht.

De systematische review die op 17,2% uitkomt, gaat over kinderen en adolescenten, bij wie hypermobiliteit veel vaker voorkomt, en gebruikt de verouderde constructie “joint hypermobility syndrome” die noch met GJH noch met hEDS samenvalt (PMID 41927246). Als indicatie voor hypermobiliteitsklachten bij kinderen is het cijfer bruikbaar. Als prevalentieschatting voor GJH bij volwassenen is het dat beslist niet, en het hoort dus nooit naast de 2% van Tofts te worden gezet alsof het dezelfde grootheid is.

De studentencijfers van boven de 40% zijn eveneens misleidend. Het gaat om kleine, jonge, overwegend vrouwelijke convenience samples met afwijkende criteria. De klassieke leesfout is om zo’n getal te vertalen naar “42% van de bevolking is hypermobiel”.

Bij de veelgeciteerde 3% speelt bovendien de laagverwarring uit de inleiding. Dat cijfer gaat over JHS, dus hypermobiliteit plus klachten (laag 2), terwijl de 2% van Tofts over GJH als kenmerk gaat (laag 1). Logisch zou de symptomatische groep juist kleiner moeten zijn dan de kenmerkgroep, want het is een deelverzameling. Dat de 3% toevallig netjes binnen het interval van Tofts valt, is dus eerder een teken dat beide schattingen wiebelig zijn dan een geruststellende bevestiging. Meer hierover in controverses.

De man-vrouwverhouding en hoe sterk die vertekend is

De sekseratio van hEDS hangt volledig af van waar je kijkt. Gerangschikt van populatiebron naar zelfselecterend cohort ontstaat een patroon dat zelf het bewijsstuk is.

In de twee populatiebronnen ligt de verhouding tussen 1,2 op 1 en 2,3 op 1. In zelfselecterende cohorten loopt ze op tot 10 op 1 en 24 op 1. Wie de sekseratio van hEDS uit een patiëntenvereniging-enquête haalt, meet vooral wie er enquêtes invult.

De Israëlische ratio verdient toelichting, want ze is afgeleid en door de auteurs niet als zodanig gerapporteerd. Van de 4686 adolescenten met HSD of hEDS waren er 2553 man, in een keuringscohort dat zelf voor 58% uit mannen bestond (PMID 37658800). Teruggerekend naar prevalenties per geslacht komt dat neer op ongeveer 0,27% bij jongens en 0,31% bij meisjes, dus ruwweg 1,2 op 1. Ook ná die correctie voor de scheve achtergrondpopulatie blijft de afstand tot 70%, 90,9% en 96% groot. Dit is het sterkste bewijs voor selectievertekening in het hele dossier, juist omdat de uitkomst (geslacht) in alle vier de studies identiek is gedefinieerd.

Wat de Beighton-score in de bevolking laat zien, wijst dezelfde kant op. De meta-analyse van 46 studies vond bij geen enkele afkapwaarde een statistisch significant verschil tussen vrouwen en mannen (alle P ≥ 0,17) (PMID 41399207), en het Zweedse schoolonderzoek vond hetzelfde bij 11-jarigen (P = 0,17) (PMID 41178087). Hieruit wordt vaak te veel geconcludeerd. Een niet-significant resultaat is afwezigheid van bewijs en geen bewijs van afwezigheid, zeker bij deze heterogeniteit en deze brede betrouwbaarheidsintervallen. De correcte formulering is dat er in de bevolking geen statistisch significant sekseverschil in Beighton-score werd aangetoond, waarmee gelijkheid nog altijd niet is bewezen. Er is bovendien tegenbewijs: de Koeweitse studie vond wél significant hogere Beighton-scores bij vrouwen (P < 0,001) (PMID 41709056), en die studie is zwakker, maar wegpoetsen mag ze niet.

De verdedigbare interpretatie

De kloof tussen de populatieratio (1,2 tot 2,3 op 1) en de klinische ratio (10 tot 24 op 1) is te groot om door biologie alleen verklaard te worden. Een substantieel deel van de vrouwelijke oververtegenwoordiging in de spreekkamer komt dus voort uit verwijzing, zorgzoekgedrag en zelfselectie.

De stap naar “het sekseverschil is louter diagnostisch” gaat echter te ver, en ze breekt de vierlagenlogica. GJH is het kenmerk (laag 1), terwijl HSD en hEDS het kenmerk plus klachten zijn (laag 2 en 3). Zelfs bij een gelijke prevalentie van het kenmerk kan de áándoening werkelijk vaker bij vrouwen voorkomen, namelijk wanneer vrouwen bij dezelfde mate van hypermobiliteit vaker symptomatisch worden. Aannemelijke mechanismen zijn hormonale modulatie van bindweefsel, sekseverschillen in pijnverwerking en sekseverschillen in autonome functie, waarover meer in pathofysiologie en dysautonomie. Direct bewijs daarvoor ontbreekt in dit corpus, en uitsluiten kan het evenmin. Beide verklaringen kunnen dus tegelijk waar zijn: selectie verklaart aantoonbaar een groot deel van de scheefheid, en een echt biologisch sekseverschil in symptoomontwikkeling blijft daarnaast goed mogelijk.

Twee observaties illustreren hoe sociaal dit proces is. In een gender-affirming eerstelijnspraktijk had 2,7% van de 2180 transgender, non-binaire en genderdiverse patiënten een hEDS-diagnose, ongeveer veertien keer de populatieprevalentie (PMID 39850941). Dat is een enkele retrospectieve statusstudie in één kliniek en de betekenis ervan is onduidelijk, maar het onderstreept dat “wie krijgt deze diagnose” een sociaal én medisch proces is. Daarnaast beschreef een Britse syncopekliniek 218 hypermobiele patiënten, overwegend jonge vrouwen, met een mediane Beighton-score van 6, bij wie het kanteltafelonderzoek in 82,0% van de gevallen afwijkend was; de auteurs concluderen dat deze aandoeningen onderherkend blijven en vaak als functioneel worden afgedaan, “particularly in women, highlighting gender bias in diagnosis” (PMID 41156242).

Het verschil van 8,5 jaar in diagnoseleeftijd

Demmler vond dat de gemiddelde leeftijd waarop de diagnose wordt gesteld tussen mannen en vrouwen 8,5 jaar uit elkaar ligt (95%-BI 7,70 tot 9,22) (PMID 31685485). Dat is een groot en zeer precies geschat verschil. Het abstract vermeldt de richting ervan echter niet, dus welk geslacht later wordt gediagnosticeerd valt hieruit niet af te leiden en wordt hier ook niet ingevuld. Let bovendien op de grootheid: Demmler meet de gemiddelde léeftijd bij diagnose en geen vertraging. Een verschil daarin kan wijzen op tragere herkenning bij één sekse, maar evengoed op een verschil in de leeftijd waarop de klachten zich aandienen.

Diagnostische vertraging

De geschatte vertraging tussen de eerste symptomen en de diagnose loopt sterk uiteen, en het patroon in die spreiding is zelf informatief.

Alle vier de bronnen zijn zelfgerapporteerde enquêtes onder mensen die de diagnose al hebben, meestal geworven via patiëntenverenigingen. Twee vertekeningen werken daarbij dezelfde kant op: mensen met een lange, frustrerende zoektocht zijn gemotiveerder om zo’n vragenlijst in te vullen, en de vertraging wordt retrospectief geschat vanaf de eerste symptomen, wat bij een aandoening die in de kindertijd begint vrijwel per definitie een lang interval oplevert. De cijfers rond 22 jaar zijn dus waarschijnlijk een overschatting van wat een gemiddelde patiënt vandaag doormaakt. Wat wél robuust is, is de ordegrootte: zelfs de meest conservatieve schatting, de 10,4 jaar uit het register, beslaat een decennium.

De Duitse studie laat een verschil per subtype zien dat mechanistisch logisch is: 14,5 jaar voor klassieke en klassiek-achtige EDS tegenover 23,0 jaar voor hEDS en HSD (PMID 40819036). Klassieke EDS heeft zichtbare huidkenmerken en een gentest, terwijl hEDS die beide mist. De verleiding is groot om te zeggen dat zichtbaarheid en een biomarker samen bijna negen jaar van het traject afhalen, maar dat is causale taal op een cross-sectionele enquête met slechts 19 deelnemers in de klassieke groep. Neem het als plausibele hypothese die bij het mechanisme past.

Waar de vertraging vandaan komt

Lee en Chopra namen de dossiers door van 429 patiënten met een uiteindelijke hEDS-diagnose en vroegen tijdens de anamnese hoe zij eerder waren geduid door artsen zonder psychiatrische specialisatie (PMID 40564656). Van hen bevestigde 94,4% ten minste één vorm van psychiatrische misduiding: 88% kreeg te horen dat ze het verzonnen, 76% dat ze aandacht zochten, 67% kreeg de duiding conversiestoornis en 60% hoorde dat het tussen de oren zat.

Dit getal vraagt om stevige kanttekeningen, en die zijn belangrijker dan het cijfer zelf. Het berust op patiëntherinnering, uitgevraagd met directe ja-of-nee-vragen die tot bevestiging uitnodigen, er is geen controlegroep, en het cohort bestaat per definitie uit mensen die de diagnose uiteindelijk kregen, wat vermoedelijk het meest hardnekkige en meest doorverwezen deel van het spectrum is. Bovendien lopen misdiagnose en bejegening door elkaar: de uitspraak dat iets tussen de oren zit is een bejegening en geen diagnose. De 94,4% is dus zeker geen prevalentiecijfer en laat zich niet generaliseren naar alle mensen met hEDS. Wat het wel toont, is hoe ver het kan gaan aan het uiterste eind van het spectrum. Halverson vult aan dat een hEDS-patiënt onderweg gemiddeld 10,45 alternatieve diagnoses krijgt (PMID 39669244).

Daarbij hoort meteen een waarschuwing die klinisch zwaar weegt. Dezelfde studie laat zien dat patiënten somatisch-legitimerende labels onderschrijven (POTS, cervicale instabiliteit, mastcelactivatiesyndroom) en psychosomatisch geconnoteerde labels afwijzen (functionele neurologische stoornis, multiple sclerose, fibromyalgie) (PMID 39669244). Dat zegt iets over ervaren erkenning en niets over welke diagnose correct is. Functionele neurologische stoornis is een positieve rule-in diagnose en geen restcategorie, en ze sluit hypermobiliteit allerminst uit: bij 53 kinderen met FND had 43% een Beighton-score van 4 of hoger en 24% een score van 6 of hoger, waarbij de auteurs GJH expliciet duiden als somatische kwetsbaarheidsfactor bínnen het biopsychosociale FND-model (PMID 41804818). Zie psychiatrie voor de verdere uitwerking hiervan.

Waarom de onderdiagnose structureel is

Atwell en collega’s vatten het probleem samen: accurate incidentie- en prevalentiedata worden gehinderd door gebrek aan bekendheid met deze aandoeningen en door de brede heterogeniteit van het klinische beeld (PMID 34312277). Daar zit een cirkel in. Onderdiagnose vertekent niet alleen de zorg voor individuele patiënten, ze vertekent ook onze kennis van hoe vaak de aandoening voorkomt, en omdat de aandoening voor zeldzaam wordt gehouden denken artsen er minder snel aan, wat de onderdiagnose in stand houdt. De Welse studie richt zich expliciet op die cirkel en concludeert dat het beeld van EDS als een zeldzame, puur musculoskeletale aandoening op beide punten herziening behoeft (PMID 31685485). Een recente oproep in Developmental Dynamics legt de vinger op de diagnostische criteria zelf, die de klinische heterogeniteit onvoldoende zouden vangen (PMID 42426930).

Risicofactoren, voor zover de epidemiologie ze dekt

Ehlers-Danlos is in de kern een erfelijke aandoening, dus de klassieke leefstijl-risicofactoren die bij chronische ziekten gebruikelijk zijn, spelen hier een andere rol. Wat het epidemiologische corpus wel en niet ondersteunt:

Voor de erfelijke component en het ontbreken van een gentest bij hEDS, zie genetica. Voor de factoren die de klachten verergeren bij wie de aandoening al heeft, wat een andere vraag is dan wie de aandoening krijgt, zie comorbiditeit en behandeling.

Over etniciteit is het eerlijke antwoord dat we het niet weten. Er zijn losse studies uit Koeweit (42,3% bij studenten, PMID 41709056), Zweden (mediane Beighton-score van 1 bij 11-jarigen, PMID 41178087), Kazachstan (bindweefseldysplasie bij 20% van 375 kinderen, waarvan 78,7% gewrichtshypermobiliteit vertoonde, PMID 41511139) en China (validatiestudie onder 1910 studenten met een afkapwaarde van 5, PMID 41888376), maar die verschillen zo sterk in leeftijd, steekproefmethode, geslachtsverdeling en afkapwaarde dat elk verschil dat men tussen die getallen meent te zien net zo goed methodologisch als biologisch kan zijn. Wat wel vaststaat, is dat de screeningsinstrumenten overwegend in westerse cohorten zijn ontwikkeld en daarbuiten nauwelijks apart gevalideerd, wat precies de reden was dat de Chinese onderzoekers hun vragenlijst moesten valideren (PMID 41888376). Wat die kalibratiekloof betekent voor de interpretatie van een Beighton-score bij een niet-westerse patiënt, is met deze literatuur onbekend, en daar valt dus ook geen praktijkregel uit af te leiden.

Klinische cohorten versus populatiecohorten

Het patroon loopt door het hele veld: hoe geselecteerder het cohort, hoe zieker, vrouwelijker en complexer de patiënt lijkt. Toch is selectie lang niet altijd de belangrijkste verklaring voor uiteenlopende cijfers. Vaak is de uitkomstdefinitie dat.

De darmklachten laten dat scherp zien. Zloof rapporteert door specialisten gediagnosticeerd prikkelbaredarmsyndroom: 1,5% bij HSD en hEDS tegenover 0,5% bij controles, met een aangepaste odds ratio van 2,58 (95%-BI 2,02 tot 3,24) (PMID 37658800). Lam rapporteert daarentegen “één of meer Rome IV functionele maag-darmstoornissen”, een symptoomvragenlijst over vier anatomische regio’s, en komt bij de cases uit op 98%. Het getal dat alles in perspectief zet, staat in diezelfde studie: in Lams eigen controlegroep uit de algemene bevolking voldeed 47% aan die criteria (PMID 32109633). Een uitkomst die bij bijna de helft van de algemene bevolking positief scoort, meet iets fundamenteel anders dan een specialistendiagnose die bij 0,5% voorkomt. De kloof van 1,5% naar 98% komt dus vooral voort uit de definitie en pas daarna uit de steekproef. Beide studies wijzen wel dezelfde kant op: darmklachten zijn verhoogd bij HSD en hEDS, met een factor 2 tot 2,6 in de populatiedata.

Tussen populatiedata en enquêtes in staat een grote propensity-gematchte netwerkanalyse van 118.256 mensen uit routinezorgdata, met 59.128 gematchte paren. Daarin heeft 13,2% van de EDS-patiënten POTS, 4,7% gastroparese en 19,7% migraine (PMID 41432355). Dat is fors verhoogd ten opzichte van gematchte controles en tegelijk een fractie van wat de enquêtes rapporteren. Vermoedelijk is dit het realistischste beeld van de comorbiditeitslast bij een gediagnosticeerde patiënt in de gewone zorg. Zie comorbiditeit en mestcellen en MCAS voor de inhoudelijke bespreking.

Twee nuances horen erbij. Een aanzienlijk deel van de mensen met een hoge Beighton-score heeft weinig of geen klachten: in het Zweedse schoolonderzoek rapporteerden weinig kinderen met GJH wekelijkse pijn (PMID 41178087). En waar hypermobiliteit en pijn wél samen optreden, verklaart de hypermobiliteit de pijn lang niet altijd. In een pediatrische pijnkliniek had 75,5% van de jongeren met een gedetailleerde hypermobiliteitsbeschrijving inderdaad pijn in de hypermobiele gewrichten, maar rapporteerde 97,3% óók pijn in niet-hypermobiele gebieden en had 56,4% daarnaast pijnvrije hypermobiele gewrichten (PMID 41195730). De auteurs concluderen dat de pijn zich vaak buiten de hypermobiele gewrichten uitstrekt en dat hypermobiliteit de chronische pijn in deze groep dus onvoldoende verklaart.

Wat dit betekent voor interpretatie in de praktijk

Deze paragraaf beschrijft hoe de epidemiologische literatuur zich laat lezen, en vervangt geen individuele beoordeling door een arts.

1. Een gediagnosticeerde prevalentie van ongeveer 1 op 500 voor EDS en HSD samen is de best onderbouwde schatting (PMID 31685485, PMID 37658800), waarbij de werkelijke prevalentie vermoedelijk hoger ligt. De 17% en de studentencijfers boven de 40% horen daar buiten.
2. De Beighton-afkapwaarde hoort met de leeftijd mee te bewegen: 6 of hoger tussen 18 en 25 jaar, 5 of hoger tussen 26 en 65 jaar, 4 of hoger boven de 65 (PMID 41399207). De waarde voor ouderen is de zwakst onderbouwde van de drie.
3. Mannen verdienen expliciete aandacht. In populatiedata ligt de sekseratio tussen 1,2 en 2,3 op 1, terwijl klinische cohorten oplopen tot 24 op 1 (PMID 37658800, PMID 31685485, PMID 32109633). De mannelijke patiënt met chronische pijn en een Beighton van 5 is statistisch waarschijnlijk ondergediagnosticeerd.
4. Bij verwezen patiënten is een voorgeschiedenis van psychiatrische misduiding eerder regel dan uitzondering, met alle gevolgen van dien voor het vertrouwen in de zorg (PMID 40564656, PMID 39669244).
5. Een psychosomatische diagnose uit het verleden is daarom nog geen fout. FND, fibromyalgie en hypermobiliteit kunnen naast elkaar bestaan, en GJH komt bij FND juist vaker voor (PMID 41804818). Erkenning van de patiënt en diagnostische juistheid zijn twee verschillende dingen.
6. Een enkele Beighton-score is een momentopname met aanzienlijke meetruis; bij twijfel loont het opnieuw te scoren of een tweede beoordelaar te laten meekijken (PMID 41195730).
7. Klachten wegen zwaarder dan het getal, zeker bij patiënten uit populaties waarin de instrumenten nauwelijks zijn gevalideerd (PMID 41888376).

Hoe stevig staat dit veld?

Deze epidemiologie leunt op weinig pijlers, en dat hoort expliciet gezegd te worden. In het onderliggende corpus van 94 artikelen was de designmix zwaar C-dominant: hoogwaardig epidemiologisch bewijs is schaars. De meta-analyse van Tofts (PMID 41399207) en de Welse cohortstudie van Demmler (PMID 31685485) dragen dit hele dossier. Als een van beide onderuit gaat, verandert het beeld ingrijpend.

Openstaand blijven: een bruikbare incidentieschatting voor vasculaire EDS, een betrouwbare verdeling over de subtypes, elke head-to-head vergelijking tussen etnische groepen, de richting van het 8,5-jaarsverschil in diagnoseleeftijd tussen mannen en vrouwen, en een directe toetsing van de hormonale hypothese voor een mogelijk echt sekseverschil in symptoomontwikkeling. Zie controverses voor de discussiepunten die hieruit voortkomen.

Kernbronnen

• Demmler JC et al. Diagnosed prevalence of Ehlers-Danlos syndrome and hypermobility spectrum disorder in Wales, UK: a national electronic cohort study and case-control comparison. BMJ Open, 2019. PMID 31685485. Kernbron voor prevalentie en sekseverhouding.
• Tofts L et al. Generalized Joint Hypermobility in Adults: A Systematic Review With Meta-Analysis to Identify Data-Driven Cut-offs Using the Beighton Score. Arthritis Care & Research, 2025. PMID 41399207. Kernbron voor GJH-prevalentie en leeftijdsafhankelijke afkapwaarden.
• Zloof Y et al. Hypermobility spectrum disorders and irritable bowel syndrome: A nationwide study of 1.6 million adolescents. J Gastroenterol Hepatol, 2023. PMID 37658800. Onafhankelijke populatiebevestiging.
• Halverson CME et al. Comorbidity, misdiagnoses, and the diagnostic odyssey in patients with hypermobile Ehlers-Danlos syndrome. Genetics in Medicine Open, 2023. PMID 39669244.
• Daylor V et al. Defining the Chronic Complexities of hEDS and HSD: A Global Survey of Diagnostic Challenges, Life-Long Comorbidities, and Unmet Needs. J Clin Med, 2025. PMID 40869462.
• Lee C, Chopra P. The Incidence of Misdiagnosis in Patients with Ehlers-Danlos Syndrome. Children, 2025. PMID 40564656. Let op: zelfrapportage, sterk geselecteerd cohort, geen prevalentiecijfer.
• Rauterberg J et al. Health care supply in patients with Ehlers-Danlos syndromes and generalized hypermobility spectrum disorder: a German perspective. Orphanet J Rare Dis, 2025. PMID 40819036.
• Berg KM, Dockrell DM. The lived experience of hEDS and HSD in the United Kingdom. Disabil Rehabil, 2026. PMID 41928730.
• Jari M, Alaei F. Prevalence, associated disorders and treatment of joint hypermobility syndrome; A systematic review. J Bodyw Mov Ther, 2026. PMID 41927246. Let op: kinderpopulatie, verouderde JHS-constructie.
• Kumar B, Lenert P. Joint Hypermobility Syndrome: Recognizing a Commonly Overlooked Cause of Chronic Pain. Am J Med, 2017. PMID 28286166.
• Atwell K et al. Diagnosis and Management of Hypermobility Spectrum Disorders in Primary Care. JABFM, 2021. PMID 34312277.
• Glans MR et al. No association between joint hypermobility, musculoskeletal pain and neurodevelopmental problems in a school-based sample of 11-year-old children. BJPsych Open, 2025. PMID 41178087.
• Landa J et al. Prevalence and Association of Generalized Joint Hypermobility in Children with Functional Neurological Disorder. Phys Occup Ther Pediatr, 2026. PMID 41804818.
• Frye WS et al. Exploring the relationship between joint hypermobility and chronic pain in youth: Diagnostic challenges and the Beighton Scale. PM&R, 2026. PMID 41195730.
• Sadeq A et al. Prevalence of musculoskeletal pain in relation to joint hypermobility among health science students in Kuwait. Clin Rheumatol, 2026. PMID 41709056.
• Ahmed MM et al. Prevalence of joint hypermobility among young adults, its influence on periodontal instrumentation performance. Medicine, 2026. PMID 41496127.
• Wang Y et al. Diagnostic validation of the Chinese version of the five-part questionnaire for screening joint hypermobility. Sci Rep, 2026. PMID 41888376.
• Abu Orabi Z et al. Joint Hypermobility: An Under-Recognised Cause of Palpitations, Dizziness, and Syncope in Young Females. J Clin Med, 2025. PMID 41156242.
• Alsakarneh S et al. Comprehensive Risk Profile of Gastrointestinal and Extra Articular Comorbidities in Ehlers-Danlos Syndrome: A Propensity-Matched Analysis of 118,256 Individuals. Aliment Pharmacol Ther, 2026. PMID 41432355.
• Lam CY et al. Rome IV Functional Gastrointestinal Disorders and Health Impairment in Subjects With HSD or hEDS. Clin Gastroenterol Hepatol, 2021. PMID 32109633.
• Rolfes MC et al. Fracture incidence in Ehlers-Danlos syndrome: A population-based case-control study. Child Abuse Negl, 2019. PMID 30856599.
• Stephens SB et al. Vertebral Tortuosity Is Associated With Increased Rate of Cardiovascular Events in Vascular Ehlers-Danlos Syndrome. J Am Heart Assoc, 2023. PMID 37776192.
• Abegglen O et al. Registry-Based Frequency of Molecularly Confirmed Osteogenesis Imperfecta in a Swiss Cohort of Individuals With Connective Tissue Disorders. Am J Med Genet A, 2025. PMID 39957537.
• Motlak M et al. The hypermobility crisis: A review and call to action. Dev Dyn, 2026. PMID 42426930.
• Akhmetzhanova D et al. Frequency and clinical manifestations of connective tissue dysplasia in children in the city of Semey. Georgian Med News, 2025. PMID 41511139.
• Stein T et al. The prevalence of hypermobile Ehlers-Danlos syndrome at a gender-affirming primary care clinic. SAGE Open Med, 2025. PMID 39850941.