Para la cohorte estudiada se consignó para el embarazo actual las siguientes variables:
Variables Descripción Escala Niveles Edad materna Edad al momento del parto Cuantitativa, Medida en años
de razón
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 37
físico neonatal de la edad gestacional de razón a las 42 semanas
Diabetes* Presencia de diabetes gestacional y/o Cualitativa, 1 = presencia de diabetes en el pre-gestacional en el embarazo actual nominal actual embarazo
0 = ausencia de diabetes en el actual embarazo
Cesárea* Presencia de parto vaginal cesárea Cualitativa, 1 = presencia de parto cesárea nominal 0 = ausencia parto cesárea Parto vaginal Considera si hay parto vaginal Cualitativa, 1 = Parto vaginal con
instrumentado* instrumental nominal instrumentación (fórceps y/o
espátulas de Thierry) 0 = Parto vaginal espontáneo Sexo recién nacido* Sexo fenotípico del recién nacido Cualitativa, 1 = sexo masculino
nominal 0 = sexo femenino Peso recién nacido Peso del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en gramos
de razón
Macrosomía fetal* Caso se clasifica de acuerdo al Cualitativa, 1 = peso mayor o igual
peso recién nacido ordinal a 4.000 gramos
0 = peso menor a 4.000 gramos Talla recién nacido Talla del recién nacido inmediato Cuantitativa, Medido en centímetros
de razón
Apgar 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 5 Apgar bajo a los Apgar a los 5 minutos de vida del Cualitativa, 1 = puntaje menor o igual a 7
5 minutos* recién nacido nominal 0 = puntaje mayor a 7
Días al parto Número de días al parto desde la Cuantitativa, De 0 a 3 días
fecha que se realizó de razón
el examen ultrasonográfico
Diámetro biparietal Medida ultrasonográfica del diámetro Cuantitativa, Medido en milímetros
biparietal de razón
Longitud fémur Medida ultrasonográfica de la Cuantitativa, Medido en milímetros
longitud de fémur de razón
Diámetro abdominal Medida ultrasonográfica del diámetro Cuantitativa, Medido en milímetros
abdominal 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
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.
5.3.3 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 (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.
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 parámetros del modelo de regresión propuesto se plantea la estimación de 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. 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.
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.
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).
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***
Diabetes n (porcentaje) 62 (8,13) 20 (13,61) 0,0336**
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 Fisher
Tabla IV.C Modelos de regresión logística para diagnóstico macrosomía fetal a partir de la biometría fetal
Etapa Variables consideradas Logaritmo Test de razón Valor p en modelo verosimilitud verosimilitud
(grados de libertad)
1 Modelo nulo -402,41
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 al modelo 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 produce diferencias 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
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 macrosomía fetal que incorpora el diámetro biparietal y diámetro abdominal en su predicción.
5.3.5 Interpretación de resultados y limitaciones
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.
6. CONCLUSIONES
El peso del recién nacido, el parto vaginal instrumental y la talla materna menor de 149 centímetros deben ser considerados factores de riesgo para un evento neonatal traumático.
El punto de corte de 4.000 o más gramos para definir MF plantea un coste de efectuar 264 cesáreas y el beneficio sería la prevención de un 24,5% [CI 95%: 17,3 a 33,5] del total de eventos neonatales traumáticos y un 40% [CI 95%: 16,8 a 67,8] de lesiones de plexo braquial.
El uso de la ultrasonografía con la medición del diámetro biparietal y abdominal promedio evaluados en el modelo de regresión logística proporciona una adecuada herramienta para la predicción de MF, pero en condiciones de prevalencia mayores a 24% y menores a 50% de la condición a predecir.
El modelo propuesto para el tamizaje de MF, con los predictores edad gestacional obstétrica, multiparidad, talla materna, edad materna, sexo fetal masculino y diabetes no proporciona una prevalencia adecuada para el posterior uso de la medición del diámetro biparietal y abdominal en el diagnóstico de MF. De acuerdo a lo anterior debiera proponerse el estudio de un nuevo modelo para el tamizaje de MF en la población general de parturientas, que considere además de los predictores ya evaluados otros como, incremento ponderal en el embarazo, altura uterina, estimación clínica de peso fetal y antecedentes de recién nacido macrosómico.
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