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
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.
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.
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.
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
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).
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 talla materna 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 de verosimilitud significativos (p-valor <0,05).
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%.
Tabla V.A Riesgo absoluto para trauma recién nacido según peso recién nacido, talla materna y parto 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.
Figura 3.A Curva de análisis ROC no paramétrico para trauma neonatal respecto al peso del recién nacido en 4.017 partos.
Tabla VI A. Frecuencia de verdaderos positivos, verdaderos negativos, lesiones de plexo braquial y 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) 100 87 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) 100 58,5 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 68,8 4.200 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) 10 4,5 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; falsos positivos;
LPB= lesiones de plexo braquial; *Intervalo de confianza de Wald; **Intervalo de confianza de Agresti.