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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.
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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.
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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
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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.
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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.
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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.
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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
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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).
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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).
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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.
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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.
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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
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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
5.2.1 Diseño estudio, universo y muestra
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.
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5.2.2 Variables en estudio y métodos de recolección de la información e
instrumentos utilizados
Las variables consignadas para cada gestante fueron:
Variables Descripción Escala Niveles
Edad materna Edad al momento del parto Cuantitativa, Medida en añosde razón
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
espátulas de Thierry)0 = Parto vaginal espontáneo
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.
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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.
5.2.3 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.
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.
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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
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.
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.
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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].
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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**
Diabetes n (porcentaje) 159 (4,62) 24 (8,7) 0,0026**
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.
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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)
1 Modelo nulo -983,47
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.
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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
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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.
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5.2.5 Interpretación de resultados y limitaciones
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%).
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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
5.3.1 Diseño estudio, universo y muestra
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
instrumentos utilizados
Para la cohorte estudiada se consignó para el embarazo actual las siguientes
variables:
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Variables Descripción Escala Niveles
Edad materna Edad al momento del parto Cuantitativa, Medida en añosde 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 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
espátulas de Thierry)0 = Parto vaginal espontáneo
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
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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.
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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.
Las medias de edad gestacional, peso recién nacido, longitud de fémur y
diámetro abdominal se observan significativamente aumentadas en el grupo con
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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).
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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 Fishern = número de casos; ds = desviación estándar; ric = rango intercuartílico
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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)
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 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
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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.
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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.
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