5. METODOLOGÍA · 111 CARACTERIZACIÓN Y CONSTRUCCIÓN DE UN MODELO PREDICTIVO DE MACROSOMÍA FETAL BASADO EN LAS CARACTERÍSTICAS DE LOS PAR TOS VAGINALES EN EL HOSPITAL DR.LUIS

111

CARACTERIZACIÓN Y CONSTRUCCIÓN DE UN MODELO PREDICTIVO DE MACROSOMÍA FETAL BASADO EN LAS CARACTERÍSTICAS DE LOS PARTOS VAGINALES

EN EL HOSPITAL DR. LUIS TISNÉ BROUSSÉ

Disponible en www.revistaobgin.cl

5. METODOLOGÍA

La correcta evaluación de las hipótesis, plantea los estudios: 1) Riesgo de

trauma obstétrico y peso fetal, 2) Predictores clínicos de MF, 3) Diagnóstico de

MF con biometría fetal.

5.1. RIESGO DE TRAUMA OBSTÉTRICO Y PESO FETAL

5.1.1 Diseño estudio, universo y muestra

Para la adecuada valoración de la hipótesis, en relación a la posible

asociación causal entre el peso fetal y el evento neonatal traumático, se realizó

un estudio observacional de una cohorte en 4.017 partos vaginales, con

embarazo único y edad gestacional pediátrica mayor o igual a 37 semanas que se

atendieron, en el Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné

Brousse entre el 1 de enero y 31 de diciembre de 2008.

Para precisar el tamaño de muestra51,52 se utilizó: 1) Información en estudios

previos de una prevalencia trauma neonatal en fetos macrosómicos reportada en

Chile5 para expuestos versus (VS) no expuestos, de: 1,6% VS 0,05%, 2) Un 10%

de prevalencia para MF4-6, 3) Potencia del 90%, 4) Un nivel de confianza del 95%

a una cola. La muestra mínima es de 3.314, no obstante se consiguió una muestra

de 4.017 embarazos que por motivos de registros incompletos correspondió al

89,13% de los 4.507 partos vaginales asistidos en el Servicio de Obstetricia y

Ginecología del Hospital Luis Tisné Brousse entre el 1 de enero de 2008 y el 31

de diciembre de 2008.

El evento neonatal traumático se constituyó a partir de las notificaciones de

casos incidentes, en la cohorte estudiada, en que se observó: retención de

hombros y/o hubo en el recién nacido fractura de húmero, lesión de plexo

braquial y/o cefalohematoma.

21

112

REV. OBSTET. GINECOL. - HOSP. SANTIAGO ORIENTE DR. LUIS TISNÉ BROUSSE. 2011; VOL 6 (2)


5.1.2 Variables en estudio y métodos de recolección de la información e

instrumentos utilizados

Para cada gestante, se consignó para el embarazo actual las variables que a

continuación se señalan:

Variables Descripción Escala Niveles

Edad materna Edad al momento del parto Cuantitativa, Medida en añosde razón

Multiparidad* Antecedente de parto previo (incluye Cualitativa, 1 = presencia de parto previoparto vía vaginal y/o cesárea) nominal 0 = Ausencia de parto previo

Edad gestacional Estimación por medio del examen Cuantitativa, Medida en semanas de las 37físico neonatal de la edad gestacional de razón a las 42 semanas

Hipertensión arterial* Presencia de síndrome hipertensivo Cualitativa, 1 = presencia de hipertensiónen el embarazo actual. nominal arterial en el actual embarazo

0 = ausencia de hipertensiónarterial en el actual embarazo

Diabetes* Presencia de diabetes gestacional y/o Cualitativa, 1= presencia de diabetes enpre-gestacional en el embarazo actual nominal el actual embarazo

0 = ausencia de diabetes enel actual embarazo

Talla materna Talla al momento del ingreso a Cuantitativa, Medida en centímetrosmaternidad de razón

Parto vaginal Considera si hay instrumentación en la Cualitativa, 1 = Parto vaginal coninstrumentado* asistencia del parto vaginal nominal instrumentación (fórceps y/o

espátulas de Thierry)0 = Parto vaginal espontáneo

Evento neonatal Define la presencia de retención de Cualitativa, 1 = presencia de eventotraumático* hombros en el parto y/o presencia nominal adverso neonatal traumático

en el recién nacido de fractura de 0 = Ausencia de eventohúmero y/o lesión de plexo braquial adverso neonatal traumáticoy/o cefalohematoma.

Sexo recién nacido Sexo fenotípico del recién nacido Cualitativa, 1 = sexo masculinomasculino* nominal 0 = sexo femeninoPeso recién nacido Peso del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en gramos

de razónTalla recién nacido Talla del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en centímetros

de razónApgar al minuto* Aplicación escala Apgar al minuto Cualitativa, 1 = puntaje menor o igual a 5

de vida del recién nacido nominal 0 = puntaje mayor de 5Apgar a los 5 minutos* Apgar a los 5 minutos de vida del Cualitativa, 1=puntaje menor o igual a 7

recién nacido nominal 0=puntaje mayor a 7

*variables indicadoras o dummy.

22

113




Toda la información antes señalada fue recolectada a partir de la base de

datos del Servicio de Neonatología y Departamento de Calidad de la atención del

Hospital Luis Tisné, debiendo en los casos que la información fuera incompleta

revisar las fichas clínicas. Se utilizó el programa File Maker Pro Advanced 9.0 v1,

para generar una base con la información, realizando su análisis estadístico con

Stata 11.0. Cabe destacar que previo al análisis estadístico, se elaboró la

información respecto a su integridad y a la existencia de errores.

5.1.3 Técnicas de procesamiento de la información, análisis e interpretación

Para cada variable cuantitativa de razón y cualitativa ordinal, se determinan

sus medidas de tendencia central (media, mediana), dispersión (rango intercuar-

tílico, desviación estándar), curtosis y simetría, evaluando la hipótesis nula acerca

de la normalidad con la prueba de Shapiro-Wilk53-54. Las variables nominales

dicotómicas (indicadoras) son descritas en términos de proporciones con sus

respectivos intervalos de confianza55.

Se procede a la comparación de los sujetos de acuerdo a la presencia de

evento neonatal traumático, según nivel de medición, recorrido y distribución de

dichas variables55.

Respecto del evento neonatal traumático se describirá, según su tipo el

porcentaje con su respectivo intervalo de confianza55.

Dada la hipótesis propuesta para este estudio, se plantea el uso de la

regresión logística32-34 considerando como variables independientes el peso

recién nacido, talla materna y parto vaginal instrumentalizado; y siendo la

variable dependiente el evento neonatal traumático. El peso recién nacido y talla

materna, serán clasificados en categorías ordinales, y para cada nivel se

determinará el logit, utilizando el primero como de referencia. A continuación se

23

114



realizará una gráfica del logit frente al valor de la mediana del nivel; además se

efectuará un test de tendencia lineal34,37-38.

Para la construcción del modelo de regresión logística, se plantea el uso de la

técnica inclusión secuencial “hacia adelante” considerando como criterio de

selección del modelo definitivo aquel que produzca una menor devianza (p-valor

<0,05)36-38. El efecto de interacción de las variables independientes se evaluará

construyendo variables de interacción. Una vez determinado el modelo definitivo

se plantea el uso del test de Wald36-38 para valorar el aporte de las variables

independientes.

En el modelo definitivo se realizará un test de ajuste del link de Pregibon40-42

para valorar la correcta selección de las variables predictoras y la adecuada

linealidad del logit. En las variables independientes del modelo definitivo, se

determinarán los coeficientes de correlación37,42 y se ejecutará un análisis de

colinealidad, obteniendo así el número condición global, índice de condición y

los factores de inflación de la varianza centrados (VIF)39,42,43. Además con el

modelo definitivo se plantea el uso del Test Hosmer-Lemeshow34,37,39 para

valorar la calidad del ajuste, haciendo además una estandarización de los

coeficientes de las variables56 del modelo final con el objeto de evaluar la

importancia de ellas.

Para apreciar la influencia de casos individuales sobre el ajuste y los

parámetros del modelo de regresión propuesto se plantea la estimación de

Leverage39-44, la estadística de Delta Ji-Cuadrado de Pearson (∆χ2)39, la

estadística Delta Devianza (∆d)39, estadística del Delta-Beta Pregibon (∆ß)39,44.

Se plantea en caso de existir observaciones influyentes en el ajuste del modelo y/

o en la estimación de parámetros el realizar una regresión logística sin estas

observaciones y comparar sus resultados con el modelo propuesto.

24

115




En caso de resultar significativa la variable peso recién nacido, se plantea

calcular el riesgo absoluto para trauma neonatal, considerando las otras variables

independientes que resulten significativas; y además con fines predictivos se

considera realizar un análisis ROC no paramétrico45-49 sólo para la variable peso

del recién nacido respecto del evento trauma del recién nacido, considerando el

cálculo de tasa verdaderos positivos (sensibilidad), tasa de verdaderos negativos

(especificidad), tasa de falsos positivos, valor predictivo positivo, valor predictivo

negativo y lesiones de plexo braquial para los puntos de corte de peso fetal.

5.1.4 Resultados

En la Tabla I.A (Anexo) se observa las medidas de tendencia central,

dispersión, asimetría y curtosis para las variables: edad materna al parto, talla

materna, peso recién nacido, talla recién y edad gestacional pediátrica. Para

todas ellas es posible rechazar la hipótesis nula acerca de la normalidad

(Shapiro-Wilk p-valor <0,05). En la Tabla II.A (Anexo) se observan los valores

porcentuales y sus respectivos intervalos de confianza de las variables nominales

evaluadas en la cohorte.

En la siguiente Tabla III.A, es posible observar como la mediana de peso y

talla recién nacido están significativamente aumentadas en el grupo con evento

neonatal traumático (p-valor 2 colas <0,01). Asimismo el porcentaje de parto

vaginal instrumentalizado, apgar bajo al minuto y a los 5 minutos también se

observan con significancia estadística (p-valor 2 colas <0,01) aumentados en este

grupo.

25

116



Tabla III.A Comparación de casos para evento neonatal traumático en 4.017 partos

Variables Partos sin evento Partos con evento p-valor

neonatal traumático neonatal traumático (2 colas)n = 3.911 n=106

Edad materna mediana (ric) 24 (9) 24(10) 0,6567*

Multiparidad n (porcentaje) 1.953 (49,94) 45(42,45) 0,1281**

Edad gestacional mediana (ric) 39 (2) 39 (2) 0,4782*

Hipertensión arterial n (porcentaje) 225 (5,75) 9 (8,49) 0,2351**

Diabetes n (porcentaje) 187 (4,78) 7 (6,6) 0,3878**

Talla materna mediana (ric) 158 (8) 157 (8) 0,2370*

Parto vaginal instrumentado n (porcentaje) 404 (10,33) 39 (36,79) <0,0000**

Sexo recién nacido masculino n (porcentaje) 1.987 (50,81) 57 (53,77) 0,5464

Peso recién nacido mediana (ric) 3.375 (540) 3.675 (515) <0,0000*

Talla recién nacido mediana (ric) 50 (2,5) 52 (3) <0,0000*

Apgar al minuto n (porcentaje) 128 (3,27) 15 (14,15) <0,0000**

Apgar a los 5 minutos n (porcentaje) 24 (0,61) 4 (3,77) 0,004***

*Prueba de Mann-Whitney. **Prueba de proporciones con distribución normal. ***Prueba

exacta de Fisher. n = número de caso; ric = rango intercuartílico.

26

117




El evento neonatal traumático más frecuente observado es la fractura de

clavícula con un 67,92% [CI 95%: 59,04 a 76,81], seguido por la retención de

hombros (19,81%; CI 95%: 12,22 a 27,4), el cefalohematoma (18,87%; CI 95%:

11,42 a 26,32), la lesión de plexo braquial (9,43%; CI 95%: 3,87 a 15) y la fractura

de húmero (0,94%; CI 95%: 0 a 2,78).

En la Figura 1.A se observa linealidad del logit para el peso del recién nacido

con un test de tendencia lineal significativo (p-valor <0,01), lo que contrasta con

talla materna que no cumple dicha condición con test de tendencia lineal no

significativo (p-valor 0,189) (Figura 2.A). No obstante lo anterior la talla materna

menor de 149 centímetros muestra un patrón de reducción de logit, lo que

plantea el uso de esta variable como dummy, construyendo así la variable talla

materna baja, utilizando dicho valor como límite de clasificación.

Intervalo peso Mediana Ln

(gramos) intervalo (OR)

2.999 y menos 2.840 0

3.000 a 3.499 3.270 0,34

3.500 a 3.999 3.690 1,28

4.000 a 4.499 4.130 1,85

4.500 y más 4.635 3,96

.Figura 1.A Logit del evento neonatal traumático para peso nacimiento (mediana) en 4.017 partos.La categoría de peso de 2.999 y menos fue usada como referencia para el cálculo de Ln (OR).Ln (OR)=logaritmo natural del Odds ratio

27

118



Intervalo talla Mediana Ln

(centímetros) intervalo (OR)

144 y menos 143 0

145 a 148 147 -0,68

149 a 150 150 -1,63

151 a 160 156 -1,61

161 a 170 164 -1.66

171 y más 173 -1,1

Figura 2.A Logit del evento neonatal traumático para talla materna (mediana) en 4.017 partos.La categoría de talla materna 145 y menos se utilizó como referencia para el cálculo de Ln (OR).Ln (OR)=logaritmo natural del Odds ratio.

En la Tabla IV.A se observan los modelos de regresión logística por técnica de

forward para la incorporación de las variables independientes. El modelo final

incorpora el peso recién nacido (OR: 1,002; CI 95%: 1,001 a 1,003), parto vaginal

instrumentalizado (OR: 4,7; CI 95%: 3,09 a 7,16) y talla materna baja (OR: 3,96; CI

95%: 2,08 a 7,53). Todas las variables referidas son significativas en la estadística

de Wald (p-valor <0,01). Las variables de interacción construidas a partir de las

variables independientes no mostraron una verosimilitud significativa (p-valor

<0,05) para ser incluidas en el modelo definitivo.

El test de ajuste del link de Pregibon, muestra un logaritmo de verosimilitud

de -426,53 significativo respecto del modelo nulo (p-valor< 0,000). Los

coeficientes para valores predichos lineales y cuadrado valores predichos

lineales son respectivamente de: 0,93 [CI 95%: 0,22 a 1,64] (p-valor: 0,011) y -

0,013 [CI 95%:-0,13 a 0,1] (p-valor: 0,834).

28

119




Los coeficientes de correlación observados para variables: a) parto vaginal

instrumental/talla materna baja (0,03), b) parto vaginal instrumental/peso

nacimiento (0,05) y c) peso nacimiento/talla materna baja (-0,083) no son

mayores al valor absoluto de 0,083. Se observa en el estudio de colinealidad un

número condición global de 1,11 con FIV para las variables talla materna baja y

peso recién nacido de 1,01. El FIV para parto vaginal instrumentalizado fue de 1.

El índice condición varió entre 1 a 1,11.

Para el modelo definitivo el test de Hosmer-Lemeshow muestra un p-valor de

0,202. Para el peso del recién nacido se observa un coeficiente estandarizado de

0,45, mayor que para parto vaginal instrumental (0,26) y talla materna baja (0,16).

Se determinaron observaciones individuales influyentes en el modelo, no

obstante su eliminación del modelo, no produjo cambios importantes en el ajuste

y/o estimación de los parámetros del modelo.

Tabla IV.A Modelos de regresión logística para trauma del recién nacido en 4.017 partos

Etapa Variables consideradas Logaritmo Test de razón Valor p

en modelo verosimilitud verosimilitud

(grados de libertad)

1 Modelo nulo -489,88

2 PNAC -456,17 67,43 (1)* 0,0000

3 PNAC y PVAGI -433,42 45,51 (1)* 0,0000

4 PNAC, PVAGI y TMB -426,55 13,74 (1)* 0,0002

PNAC = peso recién nacido, PVAGI = parto vaginal instrumental, TMB = variable dummy tallamaterna utilizando como punto de corte 149 centímetros. Test de razón de verosimilitud(Likelihhood Ratio Test) referido al modelo de la etapa previa. No se consideran las variables

interacción entre las variables independientes pues no producen modelos con test deverosimilitud significativos (p-valor <0,05).

29

120



En la Tabla V.A, se observa como los riesgos absolutos para trauma neonatal

varían en relación a la presencia de parto vaginal instrumental y la talla materna

baja reafirmando lo propuesto en el modelo de regresión logística.

En la Figura 3.A se observa, el análisis ROC no paramétrico para el peso

recién nacido en relación al trauma neonatal, con un área ROC de 75,05% (CI

95%: 65,33 a 75,67].

En el análisis ROC, utilizando puntos de corte de peso fetal desde 3.000 a

4.500 gramos se observa que los valores predictivos positivos varían desde 2,9%

a 36%. En cambio los valores predictivos negativos van desde 98,9% a 97,6%.

Asimismo en la Tabla VI.A se observa que a medida que aumenta el punto de

corte del peso fetal se incrementa la frecuencia de verdaderos negativos,

reduciendo la frecuencia de verdaderos positivos (eventos neonatales traumáti-

cos), número de falsos positivos y frecuencia lesiones de plexo braquial.

Tabla V.A Riesgo absoluto para trauma recién nacido según peso recién nacido, talla materna yparto vaginal instrumental en 4.017 partos

Peso del recién nacido Incidencia(gramos) (Riesgo absoluto por 1.000)

Total TM <149 TM ≥149 PVAGI PVAGI

por peso ausente presente

Menos de 3.000 10,62 54,55 6,62 8,24 38,46

3.000-3.999 23,79 58,82 22,17 16,57 79,55

4.000 y más 89,66 500 83,92 67,73 230,77

Total 26,39 66,67 24,33 18,75 88,04

TM = talla materna en centímetros (cm); PVAGI = parto vaginal instrumental. TM<149 cm =

Talla materna baja.

30

121




Figura 3.A Curva de análisis ROC no paramétrico para trauma neonatal respecto al pesodel recién nacido en 4.017 partos.

Tabla VI A. Frecuencia de verdaderos positivos, verdaderos negativos, lesiones de plexo braquialy número de falsos positivos para puntos de corte del peso recién nacido

Corte para peso % (n) VP % VN % (n) FP LPB %recién nacido CI 95%* CI 95%* CI 95%* CI 95%**

(gramos)

3.000 93,4 (99) 16,7 97,1 (3.259) 10087 a 96,8 15,5 a 17,9 96,5 a 97,6 68 a 100

3.500 67,9 (72) 62,8 95,3 (1.461) 10058,5 a 76 61,3 a 64,3 94,2 a 96,3 72,3 a 100

4.000 24,5 (26) 92,9 91 (264) 40

17,3 a 33,5 92,1 a 93,7 87,8 a 94,3 16,7 a 68,84.200 14,2 (15) 97,5 86,5 (96) 30

8,8 a 22 97 a 98 80,1 a 92,9 10,3 a 60,8

4.500 8,5 (9) 99,6 64 (16) 104,5 a 15,4 99,3 a 99,7 45,2 a 82,8 0 a 43

N = número; % = porcentaje; VP = verdaderos positivos; VN = verdaderos negativos; falsospositivos;LPB= lesiones de plexo braquial; *Intervalo de confianza de Wald; **Intervalo de confianza de

Agresti.

31

122



5.1.5 Interpretación de resultados y limitaciones

Las medidas de dispersión y tendencia central en las variables estudiadas

(Tabla I.A y II.A) presentan valores similares a otras casuísticas publicadas en

Chile (4, 12). Lo observado en la comparación de los recién nacidos de acuerdo

a la presencia de trauma neonatal (Tabla III.A), asimismo el modelo definitivo de

regresión logística que incorpora peso del recién nacido, parto vaginal

instrumentalizado y talla materna baja; y su adecuada especificación, cumpli-

miento linealidad del logit, adecuada colinealidad y ajuste nos permite afirmar

que éstos deben ser considerados factores independientes de trauma neonatal

ratificando lo planteado en el marco conceptual teórico4,5,8,9,14-19. A partir de la

estandarización de dichas variables se plantea que el principal factor de riesgo

sería el peso recién nacido, seguido por el parto vaginal instrumentalizado y la

talla materna baja.

La significativa (p-valor a 2 colas <0,01) mayor frecuencia de apgar bajo a los

5 minutos y al minuto en los neonatos con trauma (Tabla III.A), sugiere que la

obstrucción en el expulsivo, puede determinar per se mayor asfixia neonatal.

Dentro de los traumas neonatales la frecuencia de lesiones del plexo braquial

es 9,43% [CI 95%: 3,9 a 15], lo que desde el punto de vista clínico, resulta

relevante por sus eventuales secuelas a largo plazo.

De acuerdo al área ROC (75,05%; CI 95%: 65,33 a 75,67) el peso fetal debe ser

considerado un predictor del evento neonatal traumático y la elección de un

punto de corte para éste, plantea costos (número falsos positivos) en términos de

cesáreas a efectuar para prevenir el evento; y beneficios previniendo el evento

neonatal traumático (número verdaderos positivos) y la lesión plexo braquial.

Para 4.000 gramos el coste es efectuar 264 cesáreas y el beneficio es prevenir

32

123




24,5% [CI 95%: 17,3 a 33,5] del total de eventos neonatales traumáticos y un 40%

[CI 95%: 16,7 a 68,8] de las lesiones de plexo braquial.

Durante el año 2008, en el Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital

Luis Tisné Brousse, se observaron 2.483 cesáreas con 297 recién nacidos con

peso de nacimiento mayor a 4.000 gramos (MF) y 4.507 partos vaginales con 321

recién nacidos con MF; Lo cual plantea que el 48,1% [CI 95%: 44,1 a 52] de los

recién nacidos macrosómicos tienen su parto por vía cesárea, lo que introduce

un sesgo de selección a los resultados observados en nuestro estudio, lo que se

suma al sesgo de que la muestra seleccionada fue aquella en que hubo registros

completos.

5.2 PREDICTORES CLÍNICOS DE MACROSOMÍA FETAL


A partir del objetivo de determinar un modelo predictivo clínico para MF

(peso fetal ≥4.000 gramos), se realiza un estudio observacional en una cohorte

en 3.721 embarazos, únicos, de edad gestacional pediátrica de término (mayor o

igual a 37 semanas), con parto vía vaginal asistido en el Servicio de Obstetricia y

Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné Brousse entre el 1 de enero y 31 de

diciembre de 2008.

Para precisar el tamaño de muestra51,52,57 se utilizó: 1) El estudio reciente de

Nahum et al30 en que el perfil materno para MF plantean una sensibilidad de

55% con especificidad de 90% para la búsqueda de MF. 2) La prevalencia general

en gestantes para MF de 10%4-6. 3) Potencia del 90%. 4) Un nivel de confianza

del 99%, a dos colas. La muestra mínima es de 253 embarazos, no obstante se

consiguió una muestra de 3.721 partos, lo que por motivo de registros

incompletos, corresponde al 82,6% de los 4.507 partos vaginales asistidos en el

Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Luis Tisné Brousse entre el 1

de enero de 2008 y el 31 de diciembre de 2008.

33

124



5.2.2 Variables en estudio y métodos de recolección de la información e


Las variables consignadas para cada gestante fueron:



Multiparidad* Antecedente de parto previo Cualitativa, 1 = presencia de parto previo(vía vaginal y/o cesárea) nominal 0 = Ausencia de parto previo

Edad gestacional Estimación por fecha última Cuantitativa, Medida en díasobstétrica menstruación (FUR) confiable de razón

y segura y/o FUR operacionalHipertensión arterial* Presencia de síndrome hipertensivo Cualitativa, 1 = presencia de hipertensión

en el embarazo actual. nominal arterial en el actual embarazo0 = ausencia de hipertensiónarterial en el actual embarazo

Diabetes* Presencia de diabetes gestacional y/o Cualitativa, 1 = presencia de diabetes en elpregestacional en el embarazo actual nominal actual embarazo

0 = ausencia de diabetes en elactual embarazo

Talla materna Talla al momento del ingreso a Cuantitativa, Medida en centímetrosmaternidad de razón

Parto vaginal Considera si hay instrumentación en Cualitativa, 1 = Parto vaginal coninstrumentado* la asistencia del parto vía vaginal nominal instrumentación (fórceps y/o


Evento neonatal Define la presencia de retención de Cualitativa, 1 = presencia de evento adversotraumático* hombros en el parto y/o presencia en nominal neonatal traumático

el recién nacido de fractura de húmero 0 = Ausencia de evento adversoy/o lesión de plexo braquial y/o neonatal traumáticocefalohematoma.

Lesión de plexo Lesión evidente de plexo braquial Cualitativa, 1 = presencia de lesión plexobraquial* en el neonato nominal braquial

0 = Ausencia de lesión plexobraquial

Retención de Descripción de retención de hombros Cualitativa, 1 = presencia de retenciónhombros* en el protocolo del parto nominal hombros

0 = Ausencia retención dehombros

Sexo recién nacido Sexo fenotípico del recién nacido Cualitativa, 1 = sexo masculinomasculino* nominal 0 = sexo femeninoPeso recién nacido Peso del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en gramos

de razónTalla recién nacido Talla del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en centímetros

de razónApgar al minuto* Aplicación escala Apgar al minuto Cualitativa, 1 = puntaje menor o igual a 5

de vida del recién nacido nominal 0 = puntaje mayor de 5Apgar a los 5 Apgar a los 5 minutos de vida Cualitativa, 1 = puntaje menor o igual a 7minutos* del recién nacido nominal 0 = puntaje mayor a 7

*Variable indicadora o dummy.

34

125




Toda la información fue recolectada a partir de la base de datos del Servicio

de Neonatología, debiendo en los casos que la información fuera incompleta

revisar las fichas clínicas de los sujetos estudiados. Se utilizó el programa File

Maker Pro Advanced 9.0 para generar una base con la información, realizando su

análisis estadístico con Stata 11.0. Cabe destacar que previo al análisis estadístico

se elaboró la información respecto a su integridad y a la existencia de errores.





de la normalidad con la prueba de Shapiro-Wilk53,54. Las variables nominales

dicotómicas (variables indicadoras) son descritas en términos de proporciones

con sus respectivos intervalos de confianza55.

Se procede a la comparación de los sujetos de acuerdo a la presencia de MF,

de acuerdo al nivel de medición, recorrido y distribución de dichas variables55.

De acuerdo a la hipótesis planteada se seleccionan las variables: edad

materna, talla materna, edad gestacional obstétrica, multiparidad, diabetes y sexo

fetal para construir el modelo de regresión logística32-34. Las variables cuantitati-

vas serán categorizadas en forma ordinal y luego para cada nivel se determinará

el logit (primer nivel referencia) y el riesgo absoluto. Se ejecutará una gráfica de

cada logit frente al valor de la mediana de cada punto de corte; y además se

efectuará un test de tendencia lineal34,37-38.

Para diabetes, multiparidad y sexo recién nacido se plantea la determinación

de los riesgos absolutos para MF.

35

126



Para la construcción del modelo de regresión logística, se utilizará la técnica de

inclusión secuencial “hacia adelante” considerado como criterio de selección del

modelo definitivo aquel que produzca una menor devianza (p-valor <0,05)36-38 y

un área ROC mayor (p-valor <0,05)45,47,48,50. El efecto de interacción de las

variables independientes se evaluará construyendo variables de interacción. Una

vez determinado el modelo definitivo se plantea el uso del test de Wald36-38 para

valorar el aporte de las variables predictoras.

En el modelo definitivo se ejecutará un test de ajuste del link de Pregibon

(Link test)40-42. En las variables independientes del modelo definitivo, se

determinarán los coeficientes de correlación37,42 y se efectuará un análisis de

colinealidad, obteniendo así el número condición global, índice de condición y

los factores de inflación de la varianza centrados (VIF)39,42,43. Además con el

modelo definitivo se plantea el uso del Test Hosmer-Lemeshow34,37,39 para

valorar la calidad del ajuste, ejecutando además una estandarización de los

coeficientes de las variables56 del modelo final con el objeto de evaluar la

importancia de ellas.

Para evaluar la influencia de casos individuales sobre el ajuste y los


Leverage39-44, la estadística de delta Ji-Cuadrado de Pearson (∆χ2)39, la

estadística Delta Devianza (∆D)39, estadística del Delta-Beta Pregibon (∆ß)39,44.




Para el modelo definitivo se considera realizar un análisis ROC no paramétri-

co45-50 considerando el cálculo de sensibilidad, especificidad, valor predictivo

positivo, valor predictivo negativo y eficiencia para sus puntos de corte.

36

127




5.2.4 Resultados

En la Tabla I.B (Anexo) se observa las medidas de tendencia central,

dispersión, asimetría y curtosis para las variables: edad materna, talla materna,

peso recién nacido, talla recién nacido y edad gestacional obstétrica. Para todas

ellas es posible rechazar la hipótesis nula acerca de la normalidad (Shapiro-Wilk

p-valor < 0,15). En la Tabla II.B (Anexo) se observan los valores porcentuales y

sus respectivos intervalos de confianza de las variables dummy evaluadas en la

cohorte.

Las mediana de edad materna, edad gestacional obstétrica, talla recién nacido

y talla materna se observan significativamente (p-valor 2 colas <0,01) aumenta-

das en el grupo con MF. Asimismo la multiparidad, diabetes, evento neonatal

traumático, lesión de plexo braquial, retención de hombros, sexo fetal masculino

y apgar bajo al minuto también se observan con significancia estadística (p-valor

2 colas < 0,05) aumentadas en dicho grupo (Tabla III.B).

En la Figura 1.B, 2.B y 3.B del Anexo, se observa la linealidad del logit para

las variables: peso del recién nacido, talla materna y edad gestacional obstétrica

con un test de tendencia lineal significativo (p<0,01), lo que justifica su

incorporación como tales en el modelo.

El riesgo absoluto de MF para diabetes es de 13,12% [CI 95%: 8,22 a 18,01].

En cambio para multiparidad y sexo fetal masculino es respectivamente de

10,43% [CI 95%: 9,03 a 11,83] y 8,66% [CI 95%: 7,39 a 9,93].

37

128



Tabla III.B Comparación para presencia de macrosomía fetal en 3.721 partos vaginales

Variables Partos sin Partos con p-valor

macrosomía macrosomía (2 colas)

n = 3.445 n = 276

Edad materna mediana (ric) 24 (9) 27 (11) <0,0000*

Multiparidad n (porcentaje) 1.649 (47,87) 192 (69,57) <0,0000**

Edad gestacional obstétrica mediana (ric) 276 (11) 281 (9) <0,0000*

Hipertensión arterial n (porcentaje) 197 (5,72) 22 (7,97) 0,1260**


Talla materna mediana (ric) 158 (8) 160 (8,5) <0,0000*

Parto vaginal instrumentado n (porcentaje) 374(10,86) 36 (13,04) 0,2642**

Evento neonatal traumático n (porcentaje) 78 (2,26) 26 (9,42) 0,0000***

Lesión plexo braquial n (porcentaje) 5 (0,15) 4 (1,45) 0,003***

Retención de hombros n (porcentaje) 12 (0,35) 9 (3,26) 0,0000***

Talla recién nacido mediana (ric) 50 (2) 53 (2) <0,0000*

Sexo masculino n (porcentaje) 1.730 (50,22) 164 (59,42) 0,0033**

Apgar al minuto n (porcentaje) 112 (3,25) 17 (5,59) 0,011**

Apgar a los 5 minutos n (porcentaje) 22 (0,64) 3 (1,09) 0,427***

*Prueba de Mann-Whitney. **Prueba de proporciones con distribución normal. ***Testexacto de Fisher. n = número de casos; ric = rango intercuartílico.

38

129




En la siguiente Tabla IV.B, se observan los modelos de regresión logística por

técnica de forward para la incorporación de las variables independientes.

Tabla IV.B Modelos de regresión logística para predicción clínica de macrosomía fetalen 3.721 partos vaginales

Etapa Variables consideradas en modelo Logaritmo Test de razón Valor p

verosimilitud verosimilitud(grados de libertad)


2 EGEST -937,88 91,18 (1)* 0,0000

3 EGEST y MULTIP -912,53 50,70 (1)* 0,0000

4 EGEST, MULTIP y TM -892,34 40,39 (1)* 0,0000

5 EGEST, MULTIP,TM y EM -885,80 13,08 (1)* 0,0003

6 EGEST,MULTIP,TM,EM y SEXRN -879,69 12,22(1)* 0,0005

7 EGEST,MULTIP,TM, EM, SEXRN y DIAB** -876,46 6,45(1)* 0,011

EGEST = edad gestacional obstétrica, MULTIP = multiparidad, TM = talla materna, EM = edadmaterna, SEXRN = sexo recién nacido, DIAB= diabetes. *Test de razón de verosimilitud(Likelihood ratio test) referido al modelo de la etapa previa. **El modelo definitivo al

compararlo con los otros modelos muestra un área ROC de 74,82 [CI 95: 71,9 a 77,7] (p-valor

<0,0000).No se consideran las variables interacción entre las variables independientes puesno producen modelos con test de verosimilitud significativos (p-valor <0,05) y/o no mejora la

capacidad discriminante del modelo evaluando el área ROC.

El modelo final incorpora las variables independientes edad gestacional

obstétrica (OR: 1,09; CI 95%: 1,07 a 1,11), multiparidad (OR: 2,06; CI 95%: 1,51 a

2,83), talla materna (OR: 1,08; CI 95%: 1,05 a 1,1), edad materna (OR: 1,04; CI

95%: 1,02 a 1,06), sexo recién nacido masculino (OR: 1,57; CI 95%: 1,22 a 2,04) y

diabetes (OR: 1,92; CI 95%: 1,19 a 3,1). Todas las variables referidas son

significativas en la estadística de Wald (p-valor <0,01). Las variables de

interacción construidas a partir de las variables independientes no mostraron una

verosimilitud y/o área ROC significativa (p-valor <0,05) para ser incluidas en el

modelo definitivo.

39

130



El test de ajuste del link de Pregibon muestra un logaritmo de verosimilitud de

-876,34 significativo respecto del modelo nulo (p-valor <0,0000). Los coeficientes

para los valores predichos lineales y cuadrado valores predichos lineales son

respectivamente de: 0,86 [CI 95%: 0,27 a 1,45] (p-valor 0,004) y -0,03 [CI 95%: -

0,16 a 0,09] (p-valor: 0,626).

En la Tabla V.B (Anexo) se observan los coeficientes de correlación para las

variables independientes. El coeficiente de correlación máximo observado fue de

de 0,55 entre edad materna y multiparidad. También se observó un coeficiente

de correlación entre edad materna y diabetes de 0,16. El resto de los coeficientes

de correlación entre las variables fueron inferiores a 0,05. Al realizar el estudio de

colinealidad de las variables independientes se observa un número condición

global de 1,91 con VIF medio de 1,16. Los VIF para edad gestacional obstétrica

(1,01), talla materna (1,01) sexo recién nacido (1) y diabetes (1,03) son muy

cercanos a 1. En cambio para multiparidad y edad materna los VIF son

respectivamente 1,45 y 1,47. La condición índice varió desde 1 a 1,9.

Para el modelo definitivo el test de Hosmer-Lemeshow muestra un p-valor de

0,84. Los mayores coeficientes estandarizados se observaron para edad gestacio-

nal obstétrica (0,37), talla materna (0,23) y multiparidad (0,2). En contraste,

dichos coeficientes fueron menores para edad materna (0,14), sexo recién nacido

masculino (0,13) y diabetes (0,08). Se determinaron observaciones individuales

influyentes en el modelo, no obstante su eliminación del modelo, no produjo

cambios importantes en el ajuste y/o estimación de los parámetros del modelo.

El análisis ROC para el modelo definitivo etapa 7 (Tabla IV.B) presenta un

área bajo la curva de 74,82% [CI 95%: 71,9 a 77,7] (p-valor< 0,0000) significativa

respecto a los modelos evaluados en las otras etapas, con valores de punto de

corte (en porcentaje) desde 0,28 a 53,15. En los rangos de los puntos de corte del

modelo definitivo, el valor predictivo negativo varía desde 93% a 100%, en

cambio el valor predictivo positivo cambia desde un 8% a 50% con eficiencia de

12% a 93%. En la Tabla VI.B, se observa que para el punto de corte de 3 la

40

131




sensibilidad es de un 93,8%, con una especificidad de 30,9%; en cambio el punto

de corte de 27 exhibe una especificidad de 98,1%, con una sensibilidad de un

9,4%. El punto de corte de 7,5 (Figura 4.B) ofrece una sensibilidad y

especificidad cercanas a 68% con valores predictivos negativo de 96,42% [CI 95%:

95,68 a 97,16] y positivo de 14,6% [CI 95%: 12,8 a 16,7].

Tabla VI.B Sensibilidad, especificidad, valor predictivo positivo y eficiencia para puntos de cortedel modelo de regresión logística para predicción clínica de macrosomía fetal

Corte n VP n VN VPP EficienciaSensibilidad %; CI 95%* Especificidad %; CI 95%* CI 95%* CI 95%*

3 259 1.066 9,8 35,693,8; 90,4 a 96,1 30,9; 29,4 a 32,5 8,7 a 11 34,1 a 37,2

7,5 189 2.342 14,6 68

68,5; 62,8 a 73,7 68; 66,4 a 69,5 12,8 a 16,7 66,5 a 69,512 128 2.886 18,6 81

46,4; 40,6 a 52,3 83,8; 82,5 a 85 15,9 a 21,7 79,7 a 82,2

20 70 3.286 30,6 90,225,4; 20,6 a 30,8 95,4; 94,6 a 9] 25 a 36,8 89,2 a 89,2 a 91,1

27 26 3.381 28,9 91,6

9,4; 6,5 a 13,4 98,1; 97,6 a 98,5 20,5 a 39 90,6 a 92,4

n = número; = porcentaje, VP = verdaderos positivos; VN = verdaderos negativos; FP = falsos

positivos; VPP = valor predictivo positivo. *Intervalo de confianza de Wald.

Figura 4.B Sensibilidad y especificidad para el modelo de regresión logística parapredicción clínica de macrosomía fetal.

41

132




La asociación de MF con los eventos neonatales traumáticos, apgar bajo al

minuto, retención de hombros y lesión de plexo braquial ratifica lo ya enunciado

en relación al factor de riesgo que constituye el peso fetal para la presencia de

un parto vaginal traumático4-6,8,14-19.

La comparación de los recién nacidos según la presencia de MF, en el análisis

univariado asimismo, el modelo definitivo de regresión logística adecuadamente

especificado con cumplimiento de supuestos linealidad de logit, adecuada

colinealidad y ajuste confirma lo planteado en la hipótesis inicial y otros estudios

en que se ha evidenciado como factores asociados a macrosomía fetal la talla

materna, edad materna, edad gestacional obstétrica, sexo recién nacido, diabetes

y multiparidad4,5,8-12.

No obstante, la capacidad discriminante observada en nuestro modelo de

acuerdo al área ROC (74,82%; CI 95%: 71,9 a 77,7), nos permite enunciar un

ajuste aceptable límite. Y aquí surge una condicionante en el estudio, que no se

valoró otros factores que se han señalado como predictores de MF, tales como:

incremento ponderal en el embarazo, altura uterina, estimación clínica de peso

fetal y antecedentes de recién nacido macrosómico5,8,10-12.

Considerando el hecho de que un falso positivo en nuestro modelo supone

costes (efectuar intervención quirúrgica) y por otro lado un, falso negativo indica

que no se realizó un diagnóstico oportuno para reducir el riesgo de un evento

neonatal traumático; el punto de corte óptimo para este modelo debiera estar en

torno al valor de 7,5 (Tabla VI.B y Figura 4.B) lo que produce un valor predictivo

positivo de un 14,6% [CI 95%: 12,8 a 16,7] con lo cual no se cumplió la hipótesis

propuesta para este estudio, no obstante el cumplimiento del supuesto del valor

predictivo negativo (valor predictivo negativo >90%).

42

133




Otra limitación de este estudio tiene que ver con la selección sólo de aquellos

registros completos en la cohorte de partos del año 2008.

5.3 DIAGNÓSTICO DE MACROSOMÍA FETAL CON BIOMETRÍA FETAL


Para la adecuada valoración de la hipótesis en relación a la predicción de MF

por biometría fetal, se efectuó un estudio observacional de cohorte retrospectivo

entre agosto de 2004 y diciembre de 2009, en el Servicio de Obstetricia y

Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné Brousse seleccionando 910 gestantes con

embarazo único de 37 o más semanas de edad gestacional pediátrica, sin

presencia de malformaciones fetales, y ultrasonografía efectuada a 3 o menos

días antes del parto.

Para precisar el tamaño de muestra51,52,57 se utilizó: 1) Información en

estudios previos de indicadores clínicos de ultrasonografía en MF (sensibilidad

70% y especificidad 90%)6, 2) Un 10 de frecuencia de MF reportada en estudios

previos, 3) Potencia del 90%, 4) Un nivel de confianza de 99% a dos colas. La

muestra mínima es de 656 gestantes, lo cual es superado por la muestra

seleccionada.

5.3.2 Variables estudio y métodos de recolección de la información e


Para la cohorte estudiada se consignó para el embarazo actual las siguientes

variables:

43

134





Multiparidad* Antecedente de parto previo Cualitativa, 1 = presencia de parto previo(parto vía vaginal y/o cesárea) nominal 0 = Ausencia de parto previo

Edad gestacional Estimación por medio del examen Cuantitativa, Medida en semanas de las 37físico neonatal de la edad gestacional de razón a las 42 semanas

Diabetes* Presencia de diabetes gestacional y/o Cualitativa, 1 = presencia de diabetes en elpre-gestacional en el embarazo actual nominal actual embarazo

0 = ausencia de diabetes en elactual embarazo

Cesárea* Presencia de parto vaginal cesárea Cualitativa, 1 = presencia de parto cesáreanominal 0 = ausencia parto cesárea

Parto vaginal Considera si hay parto vaginal Cualitativa, 1 = Parto vaginal coninstrumentado* instrumental nominal instrumentación (fórceps y/o


Sexo recién nacido* Sexo fenotípico del recién nacido Cualitativa, 1 = sexo masculinonominal 0 = sexo femenino

Peso recién nacido Peso del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en gramosde razón

Macrosomía fetal* Caso se clasifica de acuerdo al Cualitativa, 1 = peso mayor o igualpeso recién nacido ordinal a 4.000 gramos

0 = peso menor a 4.000 gramosTalla recién nacido Talla del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en centímetros

de razónApgar bajo al minuto* Aplicación escala Apgar al minuto Cualitativa, 1 = puntaje menor o igual a 5

de vida del recién nacido nominal 0 = puntaje mayor de 5Apgar bajo a los Apgar a los 5 minutos de vida del Cualitativa, 1 = puntaje menor o igual a 75 minutos* recién nacido nominal 0 = puntaje mayor a 7Días al parto Número de días al parto desde la Cuantitativa, De 0 a 3 días

fecha que se realizó de razónel examen ultrasonográfico

Diámetro biparietal Medida ultrasonográfica del diámetro Cuantitativa, Medido en milímetrosbiparietal de razón

Longitud fémur Medida ultrasonográfica de la Cuantitativa, Medido en milímetroslongitud de fémur de razón

Diámetro abdominal Medida ultrasonográfica del diámetro Cuantitativa, Medido en milímetrosabdominal promedio de razón

*variable indicadora o dummy.

Toda la información antes señalada, fue recolectada a partir de la base de

datos del Servicio de Neonatología y Departamento de Ultrasonografía del

Hospital Luis Tisné, debiendo en los casos que la información fuera incompleta

revisar las fichas clínicas de los sujetos estudiados. Se utilizó el programa File

Maker Pro Advanced 9.0 v1 para generar una base con la información realizando

44

135




su análisis estadístico con Stata 11.0. Cabe recalcar que previo al análisis

estadístico se elaboró la información respecto a su integridad y a la existencia de

errores.





de la normalidad con la prueba de Shapiro-Wilk53,54. Las variables nominales

dicotómicas (variables indicadoras) son descritas en términos de proporciones

con sus respectivos intervalos de confianza55.

Se procede a la comparación de los sujetos de acuerdo a la presencia de MF

de acuerdo al nivel de medición, recorrido y distribución de dichas variables55.

A partir de la hipótesis propuesta en este estudio, se formula el uso de la

regresión logística32-34 considerando como variables independientes el diámetro

biparietal, longitud de fémur y el diámetro abdominal promedio; siendo la

variable dependiente la MF. Las variables independientes, serán clasificadas en 5

cuantiles, y en cada cuantil se determinará el logit (referencia: primer cuantil). Se

ejecutará una gráfica del logit frente al valor de la mediana de cada cuantil; y

además se hará un test de tendencia lineal34,37-38.

Para la construcción del modelo de regresión logística, se usará la técnica de

inclusión secuencial “hacia adelante” considerando como criterio de selección

del modelo definitivo aquel que produzca una menor devianza (p-valor <0,05)36-

38 y una mayor área ROC (p-valor <0,05)45,47,48,50. Una vez determinado el

modelo definitivo se plantea el uso del test de Wald36-38 para valorar el aporte de

las variables predictoras.

45

136



En el modelo definitivo se realizará un test de ajuste del link de Pregibon40-42.

En las variables independientes del modelo definitivo, se determinarán los

coeficientes de correlación37,42 y se ejecutará un análisis de colinealidad,

obteniendo así el número condición global, índice de condición y los FIV39,42,43.

Además con el modelo definitivo se plantea el uso del Test Hosmer-

Lemeshow34,37,39 para valorar la calidad del ajuste, ejecutando además una

estandarización de los coeficientes de las variables56 del modelo final con el

objeto de evaluar la importancia de ellas.

Para evaluar la influencia de casos individuales sobre el ajuste y los


Leverage39-44, la estadística de delta Ji-Cuadrado de Pearson (∆x2)39, la

estadística Delta Devianza (∆D)39, estadística del Delta-Beta Pregibon (∆ß)39,44.




5.3.4 Resultados

En la Tabla I.C (Anexo) se observa las medidas de tendencia central,

dispersión, asimetría y curtosis para las variables: edad materna al parto, talla

materna, peso recién nacido, talla recién y edad gestacional pediátrica. En la

Tabla II.C (Anexo) se observan los valores porcentuales y sus respectivos

intervalos de confianza de las variables nominales evaluadas en la cohorte. No se

pudo rechazar la hipótesis nula de la distribución normal (Shapiro-Wilk p-valor

>0,15) en las variables edad gestacional, peso recién nacido, días al parto,

longitud fémur y diámetro abdominal.

Las medias de edad gestacional, peso recién nacido, longitud de fémur y

diámetro abdominal se observan significativamente aumentadas en el grupo con

46

137




MF. Junto con lo anterior se observa el mismo fenómeno para las medianas de

edad materna, talla recién nacido y diámetro biparietal. Asimismo el porcentaje

de diabetes, cesárea, sexo recién nacido masculino también se observan con

significancia estadística (p-valor 2 colas <0,05) aumentados en este dicho grupo

(Tabla III.C).

En el Anexo las Figuras 1.C, 2.C y 3.C se observa la linealidad del logit para

diámetro biparietal, longitud fémur y diámetro abdominal promedio con un test

de tendencia lineal significativo (p <0,01).

En la Tabla IV.C se observan los modelos de regresión logística por técnica de

inclusión secuencial “hacia adelante” para la incorporación de las variables

independientes. El modelo final incorpora las variables independientes diámetro

abdominal (OR: 1,25; CI 95%: 1,2 a 1,3) y diámetro biparietal (OR: 1,24; CI 95%:

1,16 a 1,32). Todas las variables referidas son significativas en la estadística de

Wald (p-valor <0,01). El área ROC para el modelo final es de 90,58 [CI 95%: 88,25

a 92,9].

El test de ajuste del link de Pregibon muestra un logaritmo de verosimilitud de

-240,17 significativo respecto del modelo nulo (p-valor <0,000). Los coeficientes

para valores predichos lineales y cuadrado valores predichos lineales son

respectivamente de: 0,98 [CI 95%: 0,75 a 1,21] (p-valor <0,000) y -0,008 [CI 95%:

-0,08 a 0,1] (p-valor 0,84).

El coeficiente de correlación para las variables diámetro biparietal y

abdominal promedio es de 0,45. Al realizar el estudio de colinealidad se observa

un número condición global de 1,59 con FIV de 1,23 para diámetro abdominal y

diámetro biparietal. El índice condición varía desde 1 a 1,62.

Para el modelo definitivo el test de Hosmer-Lemeshow muestra un p-valor

de 1. El coeficiente estandarizado es mayor para diámetro abdominal (1,03)

respecto al diámetro biparietal (0,49).

47

138



Tabla IIII.C Comparación según macrosomía fetal en 910 gestantes

Variables Gestantes Gestantes p-valor

sin macrosomía con macrosomía

fetal = 763 fetal = 147 (2 colas)

Edad materna mediana (ric) 24 (12) 28 (12) 0,025*

Multiparidad n (porcentaje) 428 (56,08) 100 (68,03) 0,0073**

Edad gestacional media ± ds 38,69 ± 1,01 39,27 ± 0,96 0,0000***


Cesárea n (porcentaje) 314 (41,15) 104 (70,75) 0,0000**

Parto vaginal instrumentado n (porcentaje) 36 (4,72) 7 (4,76) 0,9818**

Sexo recién nacido masculino n (porcentaje) 374 (49,02) 98 (66,67) <0,0001**

Peso recién nacido media ± ds 3636,16 ± 403,69 4305,58 ± 478,10 <0,0000***

Talla recién nacido mediana (ric) 50 (2) 53 (2) <0,0000*

Apgar bajo al minuto n (porcentaje) 24 (3,15) 9 (6,12) <0,0771**

Apgar bajos a los 5 minutos n (porcentaje) 3 (0,39) 2 (1,36) 0,186****

Días al parto media ± ds 1,69± 0,97 1,65±0,96 0,9850***

Diámetro biparietal mediana (ric) 91 (5) 95 (5) 0,0000*

Longitud fémur media ± ds 72,23 ± 3,4 75,07 ± 2,92 0,0000***

Diámetro abdominal media ± ds 110,47 ± 8,02 122,4 ± 6,2 0,0000***

*Prueba de Mann-Whitney. **Prueba de proporciones. ***Prueba de medias con distribución

normal de acuerdo a valoración igualdad de varianzas. ****Prueba exacta de Fishern = número de casos; ds = desviación estándar; ric = rango intercuartílico

48

139




Tabla IV.C Modelos de regresión logística para diagnóstico macrosomía fetal a partirde la biometría fetal

Etapa Variables consideradas Logaritmo Test de razón Valor p

en modelo verosimilitud verosimilitud(grados de libertad)


2 ABD -264,21 276,41 (1)* 0,0000

3 ABD y DBP -240,2 48,02 (1)* 0,0000

ABDM = diámetro abdominal, DBP = diámetro biparietal test de razón de verosimilitud(Likelihood ratio) referido al modelo de la etapa previa. El incorporar la longitud de fémur almodelo con ABD y DBP produce una verosimilitud de -237,6 lo que en el test de

verosimilitud da un p-valor de 0,0226 no obstante la evaluación de este modelo no producediferencias significativas (p-valor 0,199) en el área Roc respecto del modelo con ABD y DBP.

Se determinaron observaciones individuales influyentes en el modelo no

obstante su eliminación del modelo, no produjo cambios importantes en el ajuste

y/o estimación de los parámetros del modelo.

El análisis ROC del modelo definitivo (variables independientes diámetro

biparietal y abdomen promedio, variable dependiente: MF), muestra un área de

90,58% [CI 95%: 88,25 a 92,91]. Los puntos de corte varían desde 0,001 a 99,18

con razón de verosimilitud (Likelihood ratio) positiva desde 1,47 a 51,9 y razón

de verosimilitud negativa de 0 a 0,93. El punto de corte de 17 (Figura 4.C)

establece un adecuado equilibrio entre la especificidad (81,5%; CI 95%: 78,6 a

84,1) y sensibilidad (81,6%; CI 95%: 74,6 a 87,1) con eficiencia de 82% [CI 95%: 78,9

a 83,9]. Para dicho punto de corte se observa una razón de verosimilitud positiva

(4,42; CI 95%: 3,74 a 5,22) y negativa (0,23; CI 95%: 0,16 a 0,32), con valores

predictivos que están influenciados por la prevalencia de MF (Figura 5.C). Así con

valores de prevalencia sobre el 24% y hasta el 50%, el valor predictivo positivo

varía entre el 60% y 82%; en cambio el valor predictivo negativo desciende desde

un 93% a 82%. No obstante lo anterior, la eficiencia permanece estable en un valor

49

140



de 82%. Para el modelo definitivo seleccionando un punto de corte de 17 y una

prevalencia de MF de 14,6% va a producir un valor predictivo positivo de 43% [CI

95%: 38 a 48,2] y valor predictivo negativo de 96,3% [CI 95%: 94,8 a 97,3].

Figura 4.C Sensibilidad y especificidad para modelo regresión logística para macrosomíafetal que incorpora el diámetro biparietal y diámetro abdominal en su predicción.

Figura 5.C Valores predictivos positivos y negativos según prevalencia de macrosomíafetal.

50

141





La observación de mayor edad gestacional, mayor edad materna, presencia de

multiparidad, diabetes, sexo recién nacido masculino asociado a MF en el

análisis univariado (Tabla III.C) apoya lo propuesto4,5,8-12 en relación a la

asociación de estas variables con la presencia de MF.

Por otro lado la MF aparece asociada a mayor frecuencia de cesáreas y parto

vaginal instrumentados (Tabla III.C), lo que posiblemente representa la impor-

tancia que tiene el peso fetal sobre la adecuada progresión y resolución del

parto.

Tanto el análisis univariante así como el modelo definitivo de regresión

logística para MF, con los predictores diámetro biparietal y diámetro abdominal

promedio presenta una adecuada especificación, cumpliendo los supuestos de

linealidad del logit, colinealidad (variables independientes), con ajuste adecuado

y poder discriminante excelente (área ROC 90,58%; CI 95%: 88,25 a 92,91) lo que

proporciona evidencia que apoya la hipótesis de este estudio.

Considerando que tanto los falsos positivos, como los falsos negativos

suponen costes, unos por realizar cesáreas innecesarias y los otros por no reducir

el riesgo de trauma obstétrico asociado a MF, el punto de ajuste para el modelo

definitivo propuesto, sería el valor de 17. Así para un diámetro biparietal

promedio de 91 milímetros el punto de corte del diámetro abdominal promedio

para considerar MF, debiera ser mayor a 119 mm. No obstante el adecuado poder

discriminatorio del modelo propuesto, éste requiere para obtener un adecuado

valor predictivo, una prevalencia mayor al 24% y menor de un 50% de MF.

Una limitación del presente estudio lo representa su naturaleza observacional

que plantea la existencia de sesgos en la selección de los individuos.

51

Documents

5. METODOLOGÍA · 111 CARACTERIZACIÓN Y CONSTRUCCIÓN DE UN MODELO PREDICTIVO DE MACROSOMÍA FETAL BASADO EN LAS CARACTERÍSTICAS DE LOS PAR TOS VAGINALES EN EL HOSPITAL DR.LUIS