Embed Size (px)
Citation preview
Departamento de Obstetricia y Ginecología, Pediatría, Radiología y Anatomía Programa Doctorado en Medicina e Investigación Traslacional
TESIS DOCTORAL
EVALUACIÓN DE LOS FACTORES
CLÍNICOS Y ECOGRÁFICOS PREDICTIVOS
DEL RESULTADO DE LA INDUCCIÓN DEL
PARTO EN GESTACIONES ÚNICAS
Presentada por
FEDERICO EZEQUIEL MIGLIORELLI FALCONE
Para obtener el título de Doctor en Medicina
Julio 2019 Directora:
PROFESORA MONTSE PALACIO RIERA
2
3
AGRADECIMIENTOS
4
5
Barcelona, 26 de mayo de 2019 Profesora Montse Palacio Riera Jefa de Sección de Medicina Materna Servei de Medicina MaternoFetal Institut Clínic de Obstetrícia, Ginecologia i Neonatologia BCNatal | Barcelona Center for Maternal Fetal and Neonatal Medicine Hospital Clínic and Hospital Sant Joan de Déu, Universitat de Barcelona
Por la presente declaro que Federico Ezequiel Migliorelli Falcone ha realizado, bajo mi supervisión, los estudios presentados en la tesis doctoral Predicción del resultado de la inducción del parto a término en gestaciones únicas. Esta tesis ha sido estructurada siguiendo la normativa de presentación como compendio de publicaciones para obtener el título de Doctor en Medicina y los artículos mencionados están listos para ser presentados al Tribunal. Profesora Montse Palacio Riera Directora de Tesis
6
7
PRESENTACIÓN
La presente tesis ha sido estructurada, siguiendo la normativa de Tesis Doctoral, como
compendio de publicaciones para obtener el título de Doctor en Medicina. Ha sido aprobada
por la “Comissió de Doctorat de la Facultat de Medicina” el XX de XXXXX de 2019. Los proyectos
de investigación incluidos en esta tesis pertenecen a una misma línea de investigación, lo que
permitió la publicación de tres artículos en revistas internacionales.
Artículo 1
Baños N, Migliorelli F, Posadas E, Ferreri J, Palacio M. Definition of failed induction of labor and
its predictive factors: two unsolved issues of an everyday clinical situation. Fetal Diagn Ther.
2015;38(3):161-9. DOI: 10.1159/000433429.
Estado: Publicado. Factor de impacto de la revista (2015): 2,700, 1r cuartil.
Artículo 2
Migliorelli F, Baños N, Angeles MA, Rueda C, Salazar L, Gratacós E, Palacio M. Clinical and
sonographic model to predict cesarean delivery after induction of labor at term. Fetal Diagn Ther.
2018 October 5:1-9. DOI: 10.1159/000493343.
Estado: Publicado. Factor de impacto de la revista (2017): 1,813, 3r cuartil.
Artículo 3
Migliorelli F, Rueda C, Angeles MA, Baños N, Posadas DE, Gratacós E, Palacio M. Cervical
consistency index and risk of cesarean delivery after induction of labor at term. Ultrasound
Obstet Gynecol. 2019;53:798-803. DOI: 10.1002/uog.20152.
Estado: Publicado. Factor de impacto de la revista (2017): 5,654, 1r cuartil.
8
9
ÍNDICE
1. INTRODUCCIÓN 11 1.1. La inducción del parto: Una situación frecuente en obstetricia 13
1.2. El procedimiento de inducción 15
1.2.1. La evaluación del estado cervical 16
1.2.2. La maduración cervical 17
1.2.2.1. Dispositivos mecánicos 18
1.2.2.2. Métodos farmacológicos 18
1.2.2.3. Otros métodos 19
1.2.3. La estimulación de la dinámica uterina 20
1.2.4. El protocolo de actuación 21
1.3. El problema clínico: el fracaso de inducción 23
1.3.1. Problema 1: La definición del fracaso de inducción 23
1.3.2. Problema 2: La predicción del fracaso de inducción 26
1.3.3. Problema 3: Las nuevas herramientas 30
2. HIPÓTESIS 33 2.1. Hipótesis principal 35
2.2. Hipótesis específicas 35
3. OBJETIVOS 37 3.1. Objetivo principal 39
3.2. Objetivos específicos 39
4. MÉTODOS 41 4.1. Estudio 1 43
4.2. Estudio 2 43
4.3. Estudio 3 45
10
5. ARTÍCULOS 47 5.1. Artículo 1: Definition of failed induction of labor and its predictive
factors: two unsolved issues of an everyday clinical situation 49
5.2. Artículo 2: Clinical and sonographic model to predict cesarean delivery after induction of labor at term 61
5.3. Artículo 3: Cervical consistency index and risk of cesarean delivery after induction of labor at term 73
6. RESULTADOS 81 6.1. Artículo 1: Definición del fracaso de inducción y de sus factores
predictivos: dos problemas no resultados de la práctica clínica diaria 83
6.2. Artículo 2: Modelo clínico y ecográfico para predecir el parto por cesárea después de la inducción del parto a término 84
6.3. Artículo 3: Índice de consistencia cervical y riesgo de cesárea después de la inducción del parto a término 85
7. DISCUSIÓN 87 7.1. El interés de la predicción 89
7.2. El resultado de la inducción 90
7.3. Predictores individuales del éxito de la inducción del parto 92
7.4. Los modelos de predicción 96
7.5. La interpretación del modelo y la elección de los puntos de corte 98
7.6. Nuevas herramientas: El Índice de Consistencia Cervical 99
7.7. Puntos fuertes y limitaciones de los estudios 101
7.8. Posibles aplicaciones y perspectivas de futuro 103
8. CONCLUSIONES 105 8.1. Artículo 1 107
8.2. Artículo 2 107
8.3. Artículo 3 107
9. REFERENCIAS 109
11
INTRODUCCIÓN
12
13
1. INTRODUCCIÓN
1.1. La inducción del parto: Una situación frecuente en obstetricia
El embarazo humano dura, considerando como inicio la fecha de última menstruación,
una media de 285 días1 y finaliza con el parto. Los mecanismos que desencadenan este proceso
no aún del todo bien conocidos2 y no existe consenso aún sobre la definición de las condiciones
que deben darse para definir el inicio del trabajo de parto3. A pesar de ello, en la práctica clínica
habitual, se considera que esta situación se ha desencadenado cuando se produce la
combinación entre la presencia de contracciones uterinas regulares (de 2 a 3 cada 10 minutos)
junto a determinadas modificaciones del cuello del útero, que incluyen el acortamiento (mínimo
del 50%) y la dilatación (superior a 3-4 cm)3.
Aunque se trata de un proceso fisiológico del cual cabe esperar que se inicie hacia el
final del embarazo sin que medien intervenciones, en determinadas ocasiones no es posible
esperar el comienzo espontáneo de los mecanismos que llevan al nacimiento. La inducción del
parto será, entonces, el procedimiento médico-obstétrico que tendrá como objetivo finalizar el
embarazo, con intención de que se produzca el nacimiento por vía vaginal, mediante la
utilización de medios mecánicos o farmacológicos. Las situaciones clínicas en las que se
contempla esta conducta son múltiples, incluyendo el embarazo postérmino, la rotura
prematura de membranas, los estados hipertensivos del embarazo, la diabetes mellitus, la
restricción del crecimiento intrauterino fetal o la gestación gemelar, entre otros. En todas ellas,
la indicación sobreviene cuando los riesgos de continuar con la gestación son mayores que los
derivados del nacimiento o de la inducción del parto, ya sea para la madre o para el feto4–6.
Figura 1. Evolución de la proporción (expresada en %) de partos inducidos (sobre el total de partos) en Estados Unidos (1992 – 2017). Datos obtenidos del Center for Disease Control and Prevention7,10–34.
11,4
13,414,7
1616,9
18,419,2 19,8 19,9 20,5 20,6 20,6 21,2
22,3 22,5 22,8 23,1 23,2 23,4 23,2 22,8 23 23,2 23,8 24,525,7
0
5
10
15
20
25
30
1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018
14
La incidencia de este procedimiento ha ido aumentando a lo largo de los últimos años,
llegando a representar en torno al 25% de los partos que se producen en países desarrollados7
(Figura 1). Los motivos que explican este incremento no son del todo conocidos e incluyen
razones clínicas, así como motivos no médicos. En relación con los primeros, cabe destacar que
un gran número de indicaciones obstétricas para la inducción del parto no son absolutas. De
esta manera, en el momento en que se presentan signos iniciales de determinadas
complicaciones, puede optarse por la finalización del embarazo, en lugar de esperar al inicio
espontáneo del parto o de la presentación clínica completa de la patología obstétrica (por
ejemplo, induciéndose tras el diagnóstico de una hipertensión gestacional con el objetivo de
evitar la aparición de una preeclampsia)8, evitando así la evolución desfavorable del problema.
Sin embargo, la tasa de crecimiento de estas indicaciones ha sido más lenta que el aumento
global, lo que sugiere la existencia de otras causas, fuera de la esfera estrictamente médica, que
justifican la tendencia actual. Consecuentemente, la facilidad de acceso a los métodos de
maduración cervical, la presión de las pacientes, el temor a las demandas judiciales o la
conveniencia de los obstetras podrían desempeñar un papel en el incremento de las
inducciones9.
Figura 2. Proporción de pacientes cuyos partos finalizan en cesárea [inducción del parto (IOL) versus inicio espontáneo del parto (Esp.)], según la edad gestacional (truncada a la semana). Se excluyen las cesáreas electivas. Debajo de la línea temporal se presentan las proporciones (y entre paréntesis, el número absoluto) de partos iniciados de manera espontánea (en la línea superior, en verde) y aquellos que han requerido una inducción (en la línea inferior, en naranja), en función de las diferentes edades gestacionales. Datos extraídos de las historias clínicas de los partos producidos en la Maternidad del Hospital Clínic de Barcelona, entre junio 2014 y diciembre 2015. No publicado.
Posiblemente, existe un tercer factor que ha tenido impacto sobre el incremento de las
indicaciones de inducción del parto. Clásicamente, se ha considerado a este procedimiento
como un factor de riesgo para la finalización mediante cesárea y, por lo tanto, como uno de los
15
procedimientos responsables del incremento de los partos por esta vía35. Es cierto que, si se
compara la proporción de cesáreas en las pacientes que inician trabajo de parto de manera
espontánea con aquellas que han sido inducidas, los nacimientos producidos por esta vía son
más frecuentes para estas últimas (Figura 2).
Sin embargo, varias revisiones han puesto en duda estas conclusiones36,37. De hecho,
este planteamiento parte de una premisa difícil de trasladar a la práctica clínica: si bien la
inducción es una medida que se toma entre el médico y la paciente, y permite cierto grado de
planificación, el inicio espontáneo del parto es un evento inesperado, por lo que no es una
opción contemplable en la toma de decisiones. Consecuentemente, en los estudios más
recientes, se ha comenzado a estudiar la inducción del parto contra su verdadera alternativa
clínica: el manejo expectante de la gestación, con la opción de finalización posterior en el caso
en el que no se produjese el inicio espontáneo del parto en un determinado momento
(habitualmente en torno a las 41 semanas de embarazo). Así, se ha visto que una actitud activa,
en determinadas situaciones clínicas36,38, favorece la reducción en el número global de cesáreas
realizadas a término.
En este sentido, las conclusiones del estudio ARRIVE38 son especialmente
ejemplificadoras. Este trabajo muestra que la inducción electiva del parto a las 39 semanas no
solo no conlleva peores resultados neonatales, sino que, secundariamente, disminuye el
número global de cesáreas. Si bien el coste-efectividad de una implementación masiva de un
protocolo de inducción universal a las 39 semanas aún no ha sido evaluado (en términos de
ocupación de las salas de hospitalización y de parto), estos resultados ponen en entredicho las
reticencias respecto a las inducciones electivas. Por lo tanto, es posible que la repercusión de
estos resultados, junto con la tendencia global, implique una causa adicional de incremento de
las indicaciones de inducción del parto.
1.2. El procedimiento de inducción
El manejo de las mujeres que ingresan en los servicios de obstetricia para la inducción
del parto se resume en tres momentos concretos: la evaluación del estado cervical, el inicio del
procedimiento mediante una fase inicial de maduración del cuello del útero, y una segunda
etapa de estimulación de la dinámica uterina39–45 hasta que se produce el nacimiento, aplicados
de forma secuencial según las guías clínicas del centro hospitalario en el que se realice la
inducción.
16
1.2.1. La evaluación del estado cervical
El cuello del útero es evaluado antes de empezar la inducción del parto con la intención
de establecer el grado de madurez cervical. Durante la gestación, de manera fisiológica, la
histología de este órgano se modifica paulatinamente en un proceso que se acelera en el
término y culmina con la dilatación completa46. Los principales cambios microestructurales
afectan a la matriz extracelular e incluyen la remodelación de la disposición de las fibras de
colágeno, junto con una progresiva captación hídrica y un aumento de la vascularización, lo que
conlleva la hipertrofia del estroma cervical y la hiperplasia e hipertrofia de la arquitectura
glandular. Así, el cérvix se ablanda gradualmente durante la gestación, modificándose de
manera acelerada en el momento del parto (Figura 3)47.
Figura 3. Estadios de remodelación cervical durante el embarazo. Imagen obtenida y modificada con permiso del autor (Word RA et al.) de Semin Reprod Med, 200746. AH: ácido hialurónico; GAGs: Glucosaminoglicános; SONI: Sintasa de oxido nítrico inducida; IL-8: Interleucina 8.
De esta manera, previo al inicio del trabajo de parto, el cuello del útero se encuentra
habitualmente cerrado, en posición posterior, con toda su longitud y, generalmente, con una
consistencia que, subjetivamente, puede considerarse como dura. A medida que se avanza en
el tercer trimestre y, sobre todo, próximo al inicio del trabajo de parto, el cérvix va dilatándose,
orientándose en dirección anterior, acortando su longitud y disminuyendo su consistencia. Esta
17
transición se conoce como maduración cervical y es el fenómeno que, junto con las
contracciones uterinas, es necesario para definir el inicio del trabajo de parto3.
La evaluación de las condiciones cervicales fue resumida en 1964 por Edward Bishop en
una puntuación que otorga un valor a cada una de cinco condiciones evaluadas mediante el
tacto vaginal (Tabla 1)48:
Característica 0 puntos 1 punto 2 puntos 3 puntos Dilatación (cm) 0 1 – 2 3 – 4 > 4 Consistencia Rígido Medio Blando - Posición Posterior Media Anterior - Acortamiento (%) 0 – 30 40 – 50 60 – 70 ≥ 80 Altura de la presentación -3 -2 -1 o 0 +1 o +2 Tabla 1. Puntuación de cada uno de los componentes de la puntuación de Bishop, descrita según el artículo original publicado en 1964. La altura de la presentación se valora en función de la distancia del punto guía a las espinas ciáticas de la madre (estación 0).
Como puede deducirse de la Tabla 1, esta puntuación oscila entre 0 y 13 puntos, y es
directamente proporcional al grado de madurez del cérvix. Aunque inicialmente fue diseñada
para valorar a las pacientes multíparas a término, este método fue asimilado por diversos
protocolos con el objetivo de sistematizar la evaluación del cérvix en diferentes situaciones,
como la amenaza de parto prematuro, el inicio espontáneo del parto o la inducción. Así, hoy en
día, la puntuación de Bishop sigue siendo el principal elemento de valoración previo al inicio de
este último procedimiento y se utiliza para definir el estado de madurez de cérvix: con un Bishop
por debajo de un punto de corte entre 4 y 6, el cérvix se considerará desfavorable (o inmaduro).
A estas mujeres se les ofrecerá la posibilidad de realizar una fase de maduración cervical previa
-ya que esto mejora los resultados de la inducción49-, mientras que a las otras (cuyos cuellos ya
se consideran maduros) se las inducirá a través de la estimulación de la dinámica uterina
mediante el uso de oxitocina39–45.
1.2.2. La maduración cervical
En las mujeres con cérvix desfavorable, la inducción del parto se abordará con el objetivo
inicial de mejorar de las condiciones locales, es decir, la maduración del cuello del útero.
Actualmente, este fin puede conseguirse mediante la utilización de dispositivos mecánicos,
colocados directamente a nivel del cuello del útero, o mediante la administración de fármacos,
aplicados localmente o por vía sistémica.
18
1.2.2.1. Dispositivos mecánicos
Este tipo de dispositivos para la inducción del parto consiguen su objetivo mediante tres
mecanismos: la dilatación mecánica del cérvix, el despegamiento de membranas (que estimula
la producción local de prostaglandinas de manera similar a la maniobra de Hamilton50) y la
estimulación de la secreción endógena de oxitocina mediante el estímulo del reflejo de
Ferguson51,52 (mecanismo de regulación neuroendocrino retroalimentado por el cual la presión
sobre el orificio cervical interno estimula la secreción de oxitocina a nivel de la neurohipófisis53).
El método más utilizado, de los que se engloban dentro de este grupo, es la sonda de
Foley transcervical. Una vez colocada dentro del cérvix, con el balón inflado por encima del
orificio cervical interno, se realiza una ligera tracción caudal intermitente, la cual debe ser
realizada por la paciente. Para evitar este último extremo, un sistema de doble balón fue
diseñado, de manera que la sonda queda situada a nivel del cuello gracias a un primer globo que
se infla a nivel del orificio cervical interno y un segundo a la altura del interno. De esta manera,
la presión es ejercida de manera continua54. Sin embargo, la efectividad de un método sobre el
otro no ha sido demostrada55–58.
Otros métodos mecánicos han sido descritos, entre los que incluyen la instilación de
suero fisiológico a través de la sonda (con la intención de incrementar el despegamiento de
membranas) y la utilización de dilatadores osmóticos. Los resultados con los primeros han sido
variables, mientras que los segundos no han demostrado mejorar los resultados obtenidos con
placebo, por lo que su uso no se recomienda59–61.
1.2.2.2. Métodos farmacológicos
A nivel del cuello uterino, la aplicación de prostaglandinas estimula el remodelado del
colágeno, la hidratación tisular y los cambios a nivel de los glucosaminoglicanos de la matriz
extracelular, lo que acarrea el ablandamiento, el acortamiento y la dilatación del cérvix uterino,
emulando los mecanismos con los cuales se inicia el trabajo de parto (Figura 3). Además, podrían
tener un efecto sobre el miometrio, lo que facilitaría la contractibilidad uterina y la respuesta a
la estimulación oxitócica49.
Los análogos de las prostaglandinas utilizados para la inducción del parto son la
Dinoprostona (Prostaglandina E2 – PGE2) y el Misoprostol (Prostaglandina E1 – PGE1). La
Dinoprostona se administra, generalmente, por vía vaginal, en forma de gel o de dispositivos de
liberación retardada, mientras que el Misoprostol suele emplearse en comprimidos por vía oral
o vaginal. La elección de un fármaco u otro, así como de la vía de administración, depende de la
19
situación clínica, de las preferencias del centro y de la disponibilidad del medicamento. Son
fármacos que se consideran seguros, aunque la principal preocupación radica en el riesgo de
hiperestimulación uterina, con o sin repercusión fetal62.
Otros fármacos han sido utilizados con este fin. Destaca, entre ellos, la Mifepristona (RU-
486), un antiprogestágeno utilizado en la interrupción del embarazo. Sin embargo, la evidencia
que concierne a la inducción del parto con feto vivo es limitada e insuficiente, por lo que su
utilización no esta justificada63. De la misma manera, los fármacos donantes de oxido nítrico
tampoco han demostrado una eficacia adecuada en este campo64. Otros fármacos como la
Hialuronidasa, los Corticoides o los Estrógenos han sido ensayados, pero carecen de cuerpo de
evidencia para su utilización40,65.
1.2.2.3. Otros métodos
La amniotomía (o ruptura artificial y deliberada de las membranas amnióticas) es un
procedimiento invasivo que requiere cierto grado de dilatación cervical para su realización. Es
un mecanismo que parece eficaz, aunque suele requerir mayor estimulación oxitócica posterior
que las prostaglandinas66–68. Sin embargo, debido al riesgo de infección intra-amniótica, se
recomienda limitar su uso a situaciones clínicas particulares, sobre todo cuando no esté indicado
el uso de métodos farmacológicos de maduración cervical42.
Similar al efecto que producen los balones transcervicales, es posible, mediante tacto
vaginal, realizar el despegamiento de las membranas amnióticas del segmento uterino inferior
con el fin de iniciar el trabajo de parto. Esta maniobra (también conocida como maniobra de
Hamilton) busca incrementar la secreción local de prostaglandinas, al liberarse PGF2a de la
decidua. Su realización a las 40 semanas de gestación parece favorecer el inicio espontáneo del
parto, disminuyendo así la prevalencia de gestaciones post-término50.
Por otra parte, se han probado otros métodos para la inducción del parto, entre los que
se incluyen las relaciones sexuales69, la estimulación del pezón70, la homeopatía71 o la
acupuntura72, sin que ninguno de ellos disponga de evidencia suficiente para su recomendación.
La elección de un método de maduración cervical u otro depende del contexto clínico y
de la experiencia del centro, así como de la legislación local. En términos de efectividad, tanto
los dispositivos mecánicos como los mecanismos farmacológicos han mostrado resultados
similares61,73,74, incluso cuando se han utilizado de manera combinada o secuencial75–81. Cabe
20
introducirse el matiz de que los métodos mecánicos podrían presentar un perfil de seguridad
más adecuado, al haberse descrito una menor incidencia de episodios de taquisistolia
uterina61,74, hecho que no ha sido confirmado en posteriores metanálisis59.
1.2.3. La estimulación de la dinámica uterina
Si bien los métodos de maduración cervical pueden desencadenar la presencia de
contracciones y el inicio del trabajo de parto, el fármaco principal a la hora de potenciar la
dinámica uterina es la oxitocina.
La oxitocina es un péptido que se produce, de manera natural, en el hipotálamo
posterior y se secreta desde la neurohipófisis. Posee una vida media corta (entre 5 a 12
minutos)82, por lo cual debe administrarse en bomba de perfusión, y debido a su similitud con
la Hormona Antidiurética, puede producir hipotensión o, en caso de administración de altas
dosis, intoxicación hídrica83. Su principal indicación es el mantenimiento y la regularización del
motor del parto, las contracciones, mediante el estímulo sincrónico de los marcapasos uterinos.
Asimismo, puede desempeñar un papel como método de maduración cervical. Sin embargo, en
comparación con la Dinoprostona, cuando se utiliza la oxitocina sobre cuellos desfavorables,
una mayor proporción de partos finaliza en cesárea, por lo que su uso para esta indicación no
está recomendado84.
Finalizada la fase de maduración cervical, en ausencia de dinámica uterina regular (de 2
a 3 contracciones cada 10 minutos) o efectiva (con evidencia de progresión de las condiciones
cervicales), el estímulo de las contracciones se hará mediante la utilización de oxitocina, fármaco
altamente eficaz a la hora de conseguir este objetivo.
1.2.4. El protocolo de actuación
Si bien existen diferencias entre las guías nacionales y los protocolos de cada centro, la
mayoría de las recomendaciones se orientan a dos tiempos de inducción, como se ha comentado
anteriormente (Figura 4).
Al ingreso de la paciente (o después de la indicación de la inducción del parto), se realiza
una primera evaluación de las condiciones cervicales mediante tacto vaginal, que quedan
resumidas en la puntuación de Bishop. Si el cérvix es inmaduro, se iniciará la fase de maduración
cervical. Durante este período, alrededor de un 75% de las pacientes presentarán
modificaciones en su cérvix suficientes como para considerarlo maduro85. Asimismo, un
21
porcentaje importante iniciará contracciones uterinas, diagnosticándose así el inicio del trabajo
de parto, aunque una amplia proporción de ellas requerirá estimulación oxitócica adicional
durante la conducción del mismo74.
Figura 4. Esquema resumen del proceso de inducción del parto, donde se recogen las duraciones de cada fase y algunas de las indicaciones de cesárea. * Si no se han producido las condiciones cervicales para considerar iniciado el trabajo de parto, es decir, acortamiento del cuello del útero superior al 50% y dilatación cervical superior a 3-4 cm. + Cérvix que, una vez superadas las condiciones iniciales de inicio de parto (dilatación superior a 3-4 cm y acortamiento superior al 50%), permanece en las mismas condiciones de dilatación. Se aplica también a la situación en dilatación completa en la que no se produce un descenso de la presentación y esta no se encuentra a una altura adecuada para proceder a un parto vaginal instrumentado.
En caso de que el cérvix sea favorable después de la primera evaluación, o en aquellas
mujeres en las que se ha agotado la utilización de mecanismos de maduración cervical
(independientemente de las condiciones locales en ese momento), se iniciará la estimulación de
las contracciones mediante el uso de oxitocina endovenosa. Si la dilatación y el descenso de la
presentación continúan de manera adecuada, se conducirá el parto hasta que se produzca el
nacimiento por vía vaginal. Sin embargo, la falta de progresión del mismo define dos situaciones
clínicas diferentes:
a. Fallo de inducción: Tras 12-15 horas de estimulación oxitócica, con contracciones
uterinas regulares y frecuentes (de 2 a 3 cada 10 minutos), no se consiguen condiciones
cervicales compatibles con el inicio de parto (acortamiento del 50% y dilatación superior
a 3-4 cm)86,87.
b. Parto estacionado: Una vez superados los 3-4 cm de dilatación, se produce el
estancamiento de la dilatación o del descenso de la presentación (en dilatación
completa) durante 3-4 horas, pese a la presencia de dinámica uterina adecuada (de 2 a
3 contracciones cada 10 minutos)87.
En cualquiera de los dos casos, se procederá al nacimiento por cesárea (salvo que la
dilatación y la altura de la presentación permitan un parto vaginal instrumentado). Debe
22
destacarse que, en caso de que la madre o el feto presenten un riesgo vital de aparición aguda,
se indicará la cesárea de manera urgente39–45, salvo que sea posible la extracción por vía vaginal
de manera inmediata.
Si bien la maduración cervical y la estimulación de la dinámica uterina parecen
conformar dos momentos diferentes, los mecanismos utilizados en cada una de las fases
repercuten sobre la otra. Así, no siempre es posible delimitar el momento en que una comienza
y la otra finaliza, ya que hay fenómenos que se producen de manera simultánea88.
De todo lo anterior, se deduce que la duración del proceso no está del todo definida. En
función de los recursos que sean necesarios y de la respuesta a estos, el tiempo que transcurrirá
entre el inicio de la inducción y el parto es variable. Así, más de la mitad de las mujeres estarán
más de 21 horas durante el proceso de inducción; cifra que aumenta si el parto es por cesárea
y que puede llegar, en casos extremos, a sobrepasar las 40 horas (Figura 5)42–44,89.
Asimismo, debe tenerse en consideración que la duración excesiva de la fase latente del
parto (y, por consiguiente, de la inducción) se ha relacionado con problemas en la progresión
del parto, con incremento de la longitud de la fase activa90, con el riesgo de cesárea91, de
corioamnionitis92 y de hemorragia postparto93.
Figura 5. Curvas de supervivencia elaboradas según el método de Kaplan-Meier, evaluando el tiempo desde el inicio de la inducción hasta el parto, según la vía de este último (p<0.001). Las cesáreas realizadas en ambos grupos por indicación urgente se consideran datos censurados. El tiempo máximo para las pacientes que parieron por vía vaginal fue de 41 horas y 18 minutos, mientras que para el grupo de cesáreas fue de 45 horas y 7 minutos. Datos extraídos de las historias clínicas de los partos producidos en la Maternidad del Hospital Clínic de Barcelona, entre junio 2014 y diciembre 2015. No publicado.
23
1.3. El problema clínico: el fracaso de inducción
A partir de lo expuesto anteriormente, se deduce que existe un grupo de mujeres que
recorrerán un camino que se iniciará con los primeros métodos de inducción, pero del que se
desconoce cómo acabará (la vía del parto) y cuánto tiempo durará. Esta situación define a una
cohorte a la que se le estará ofreciendo un procedimiento cuyo fin -conseguir el parto vaginal-
no será satisfecho de manera adecuada.
Existe, entonces, interés en identificar a este grupo de pacientes, con el objetivo de
ofrecerles un pronóstico adecuado de su inducción y plantear diferentes opciones terapéuticas,
intentando individualizar el manejo, adecuando y orientando los protocolos a las embarazadas,
y no pretendiendo que las gestantes se adapten a las guías clínicas.
1.3.1. Problema 1: La definición del fracaso de inducción
El primer problema que se plantea a la hora de evaluar los resultados de la inducción
del parto es la definición en sí misma del fracaso de inducción. En función de la progresión de la
dilatación cervical, el trabajo de parto puede dividirse en tres momentos (Figura 6)3,94:
Figura 6. Esquema de las diferentes etapas del trabajo de parto. Ø: Dilatación.
a. Fase latente o prodrómica: Comprende desde que el cuello uterino se encuentra sin
modificar hasta los 3-4 cm de dilatación. En el trabajo de parto espontáneo, esta
fase puede durar desde horas hasta semanas, y la presencia de contracciones
uterinas es inconstante. De manera general, es en algún momento de esta fase en
la que se encontrará la mujer a la que se proponga la inducción del parto.
b. Primera fase del parto (Dilatación): Independientemente del descenso de la
presentación, se inicia con el acortamiento cervical superior al 50% y con la
dilatación de 3-4 cm (es decir, con el inicio de las condiciones de parto). Cuando el
parto se inicia de manera espontánea, esta fase suele ser simultánea a la presencia
24
de contracciones uterinas intensas y regulares. Se considera entonces que, una vez
iniciada en esta etapa, la fase latente se da por concluida y, hasta el nacimiento, se
recorrerá la fase activa del parto.
c. Segunda fase del parto (Expulsivo): Definida a partir del momento en el que la
dilatación cervical alcanza su diámetro máximo (10 cm). Comprende el descenso de
la presentación fetal hasta el nacimiento y se considera la segunda etapa de la fase
activa del parto.
Por lo tanto, a modo general, y dejando de lado las indicaciones urgentes, la cesárea se
decide después del cese en la progresión de las condiciones del parto (parto estacionado). Sin
embargo, los criterios que se utilizan para establecer el diagnóstico dependen de la fase del
trabajo de parto que se encuentra en curso en ese momento (siempre con contracciones
uterinas adecuadas para la progresión normal del parto)95–98:
a. La falta de progresión en expulsivo (segunda fase del parto) no depende de las
condiciones del cérvix, ya que este estará ya en dilatación completa. En este caso,
es la falta de descenso de la presentación fetal la que determina el estacionamiento
del parto. Las causas que pueden ocasionarlo son múltiples (desde distocias de
rotación hasta un tamaño excesivo del feto para la pelvis materna) y su
consecuencia es la falta de encajamiento de la presentación dentro de la pelvis
materna.
b. En relación con las fases latente y de dilatación, el parto estacionado se diagnostica
tras el cese de la progresión de las condiciones de dilatación cervical. En este punto,
las características del cérvix pueden jugar un papel en la capacidad de superar esta
fase, aunque también podría estar determinada por la presión que realiza la
presentación fetal sobre el orificio cervical interno, favoreciendo la dilatación por la
vía mecánica. Así, es probable que una buena progresión de esta fase esté
relacionada con el equilibrio entre las condiciones maternas y la adaptación fetal al
canal del parto.
Entonces, si el éxito de la inducción del parto se plantea en términos de obtención de
un parto vaginal, resulta evidente considerar el fracaso de inducción como la necesidad de
realizar una cesárea. Si bien esta es una aproximación sencilla y de índole práctica, se entiende
que, según lo expuesto anteriormente, no toda cesárea durante el trabajo del parto responde a
la misma indicación. La cuestión es, entonces, establecer cuáles de estas cesáreas son debidas
25
a la inducción del parto o, en otros términos, a consecuencia del fallo de los mecanismos
artificiales destinados a conseguir el parto vaginal.
Cuando se observa a las pacientes que inician el trabajo de parto de forma espontánea,
la tasa de cesárea es del 13,96%, la cual es similar a los valores que presentan aquellas pacientes
que, tras el método de maduración cervical, entran en fase activa (16,17%, p=0,35*). Esto
invitaría a pensar que, si se supera la fase de maduración cervical, estas mujeres se comportarán
de manera similar a aquellas cuyo parto se ha iniciado espontáneamente. Si se añade el hecho
de que la mayoría de embarazadas presentarán cuellos que se consideran inmaduros según los
criterios habituales99,100, la conclusión sería que el éxito de la inducción del parto podría medirse
en función del éxito en la consecución de la madurez cervical (o en la entrada en la fase activa
del parto), dado que llevaría a las mujeres inducidas a un camino paralelo al de las embrazadas
que inician trabajo de parto de manera espontánea.
Sin embargo, al revisar muchos de los trabajos que abordan cuestiones relacionadas con
la inducción del parto, se observa que existe una amplia variedad de definiciones en lo que se
refiere al fracaso de la inducción (Tabla 2), y aún no existe un consenso entre los profesionales
a la hora de establecer el criterio que determine que el procedimiento ha fracasado93,101–103.
Parto vaginal 69 (45,7%) Duración desde inducción hasta el parto 19 (12,6%) Parto vaginal (algún límite de tiempo) 1 (0,7%) Inicio de fase activa 12 (7,9%) Parto vaginal en 12 horas 1 (0,7%) Inicio fase activa (algún límite de tiempo) 1 (0,7%) Parto vaginal en 18 horas 1 (0,7%) Inicio de fase activa en 9 horas 1 (0,7%) Parto vaginal en 24 horas 27 (17,9%) Inicio de fase activa en 12 horas 3 (2,0%) Parto vaginal en 36 horas 1 (0,7%) Inicio de fase activa en 24 horas 2 (1,3%) Parto vaginal en 48 horas 2 (1,3%) Duración desde inducción hasta fase
activa (fase latente) 4 (2,6%) Parto vaginal en 60 horas 1 (0,7%) Parto vaginal en 72 horas 1 (0,7%) Duración desde fase activa a parto 3 (2,0%) Parto vaginal en 96 horas 1 (0,7%) Cualquier resultado 1 (0,7%) Tabla 2. Resumen de las definiciones de fallo de inducción utilizadas en diversos estudios de predicción de resultados de la inducción del parto35,104–201. Revisión no sistemática de la literatura.
Por lo tanto, el primer problema que se plantea a la hora de predecir el resultado de la
inducción del parto es definir adecuadamente aquello que se considera éxito o fracaso. Esto
tiene una repercusión directa en el diseño e interpretación de los estudios de predicción, ya que
es probable que los mecanismos que afectan al inicio, a la progresión o a la vía del parto sean
diferentes, por lo que los elementos que han mostrado asociación con uno de los efectos
pueden no ser intercambiables con los que explican otros y, evidentemente, no ser
generalizables a todas las definiciones de fracaso.
* Datos extraídos de las historias clínicas de los partos producidos en la Maternidad del Hospital Clínic de Barcelona, entre junio 2014 y diciembre 2015. No publicado.
26
Además, desde un punto de vista pragmático, la cuestión es valorar si interesa evaluar
la inducción como un procedimiento que afecta fundamentalmente al cérvix, utilizando un
resultado que se base en las primeras modificaciones que llevan al inicio de la primera fase del
parto (es decir, a la fase activa), o si sería más adecuado decantarse por definir el fracaso de la
inducción como la necesidad de realizar una cesárea (en cualquier momento del proceso), con
el fin de proporcionar una información sobre el pronóstico que sirva para una aplicación clínica
práctica y que sea fácilmente comprensible para la mujer y su obstetra.
1.3.2. Problema 2: La predicción del fracaso de inducción
La evidencia reciente ha permitido reducir el estigma que aún pesa sobre la inducción
del parto, por el cual este procedimiento aumenta el riesgo de cesárea. Sin embargo,
independientemente de esto, la proporción de cesáreas en este grupo no es despreciable,
afectando, aproximadamente, al 20-25% de las mujeres inducidas38,40,199. Pese a lo frecuente del
procedimiento y a la alta incidencia de cesárea dentro de este grupo, en la actualidad, no
disponemos de herramientas que nos permitan establecer, a priori, el riesgo que tiene cada
paciente individual de que su inducción fracase.
La vasta mayoría de protocolos contemplan la evaluación inicial de las condiciones
cervicales mediante la puntuación de Bishop39–45,48, a fin de establecer el grado de madurez
cervical y decidir los métodos que se utilizarán para llevar a cabo la inducción. Esta situación
persiste actualmente, a pesar de que se ha demostrado que la puntuación de Bishop subestima
las propiedades del cérvix, lo que conlleva una utilización excesiva de los métodos de
maduración cervical99,100.
Aún así, dado que la puntuación de Bishop se sigue calculando de manera rutinaria, se
ha planteado la evaluación de su utilidad como variable de predicción del resultado de la
inducción. Varios trabajos han analizado la asociación entre este indicador y diversas
definiciones del éxito de la inducción35,99,104–106,108–113,115–121,123,124,127–129,131,133–135,137,138,140,142–
146,148,149,151–153,155–159,162–165,167,170–181,183,187,191–195,197,199–203, pero la evidencia individual de estos
estudios es controvertida y, aunque los metanálisis presentan resultados en ambas direcciones,
la conclusión generalizada es que no es posible predecir adecuadamente el fracaso de la
inducción utilizando la evaluación digital del cérvix166,204.
De la misma manera que ocurre con la puntuación de Bishop, diversos autores han
planteado la posibilidad de que el éxito de la inducción del parto pueda asociarse con
características clínicas de la madre (Tabla 3). Una vez más, la evidencia sigue siendo
27
controvertida y los resultados de los diversos estudios no son suficientes para establecer una
verdadera relación entre estas variables y el pronóstico de la inducción, posiblemente en
relación con la heterogeneidad de los resultados (las diferentes definiciones del fracaso de
inducción) y la variabilidad presente en la medición de muchas de estas características.
Edad materna Etnia Altura
Peso previo al embarazo Peso al final del embarazo
Ganancia ponderal Índice de masa corporal
Diabetes mellitus Estado de portadora de Streptococcus agalactiae
Peso neonatal
Trastornos hipertensivos Técnica de reproducción asistida
Paridad Cesárea previa
Pérdidas gestacionales previas Rotura precoz de membranas
Indicación de la inducción Edad gestacional
Método de inducción Alteración de la frecuencia cardíaca fetal
Tabla 3. Variables clínicas analizadas por diferentes estudios en relación con el éxito de la inducción del parto, en alguna de sus múltiples definiciones utilizadas en la literatura106,108,109,112–114,116–121,124–129,131,133–136,138–140,142–
146,151,153–159,161–163,165,167–171,173,174,176,177,179–187,189,190,192,194,195,197–201,205.
Así, ante la baja capacidad predictiva de los elementos de la exploración física y con el
auge de nuevas herramientas ecográficas, biofísicas y bioquímicas (fundamentalmente
desarrolladas para el estudio del riesgo de parto prematuro), múltiples estudios se han
interesado en trasladar la experiencia obtenida en el campo de la prematuridad al terreno de la
predicción de los resultados de la inducción del parto (Tabla 4). Las conclusiones de estos
estudios muestran una amplia variabilidad, lo que dificulta establecer el grado de relación que
estas determinaciones presentan con el éxito de la inducción del parto, demostrado a partir del
hecho de que, pese a los múltiples intentos, no haya sido posible introducirlas dentro de los
protocolos de manejo habitual.
Entre todos los parámetros mencionados en la tabla anterior, el más estudiado es la
longitud cervical, medida por vía transvaginal, siguiendo las recomendaciones habituales206. Los
resultados iniciales con esta herramienta parecen prometedores, pero el resumen de la
evidencia realizado posteriormente por Hatfield et al.141 calificó su capacidad predictiva como
limitada para evaluar el resultado de la inducción. Sin embargo, el interés es continuo y existen
más de 50 publicaciones que se centran en valorar la asociación entre la medición de la longitud
cervical y la inducción del parto.
Muchos de los estudios diseñados para evaluar características individuales fueron
concebidos con un objetivo explicativo, con diseños y análisis poco adecuados para el fin
predictivo y con poco o nulo control sobre posibles variables de interacción o de confusión169. A
esto se le añade el problema de la definición del fracaso de inducción, por el cual se intenta que
una misma variable se relacione con procesos que son diferentes y que, como tales, puede haber
28
factores que los influyan y expliquen de maneras distintas. Todo esto limita la posibilidad de
transferir este conocimiento a la práctica clínica habitual.
Variables ecográficas 105–110,113–117,119–121,123–126,128–132,134–136,138,141–144,146,147,149–152,154,156–159,161–165,167,171–173,176–180,182,183,185,187–
193,195,196,198,200,205
Longitud cervical Presencia de funneling
Identificación del área mucosa cervical Posición cervical
Ángulo cervical anterior Ángulo cervical posterior
Dilatación cervical Diámetro cervical
Área del labio cervical anterior Área del labio cervical posterior
Área cervical total Volumen cervical
Altura de la presentación Grosor del segmento uterino anterior
Peso fetal estimado Variedad de la cabeza fetal
Diámetro biparietal fetal Sexo fetal
Volumen de líquido amniótico Distancia del periné a la calota fetal
Ángulo de progresión Índice de vascularización (Doppler)
Índice de flujo (Doppler) Índice de flujo y vascularización (Doppler)
Variables bioquímicas 111,116,117,121,122,137,145,148,157,161,170,191
phIGFBP-1 Fibronectina fetal
Concentración de E2 y E3 periférica
Variables biofísicas 153,162,172,179,182,183,193
Elastografía cervical (ecografía)
Impedancia eléctrica cervical
Tabla 4. Variables ecográficas, bioquímicas y biofísicas utilizadas en múltiples estudios relacionados con alguna de las definiciones del éxito de la inducción del parto. phIGFBP-1: phosphorylated form of insulin-like growth factor-binding protein-1; E2: estradiol; E3: estriol.
Dado que la capacidad predictiva de los parámetros individuales es limitada, la siguiente
aproximación al problema es la elaboración de modelos de predicción. De esta forma, la
combinación de varias variables permite incrementar el ajuste individual y la capacidad
diagnóstica. Basándose en la utilización clásica de la puntuación de Bishop, algunos autores han
propuesto utilizar versiones simplificadas160,194 o modificadas130 del mismo, pero con resultados
limitados o que no han sido validado en cohortes diferentes a las de creación. Otros grupos han
ampliado el espectro de inclusión de variables y, así, han diseñado modelos matemáticos de
predicción basados en la recogida de múltiples parámetros y su posterior selección utilizando
métodos estadísticos, con el objetivo de integrar variables clínicas y ecográficas en el cálculo de
la probabilidad de cesárea tras la inducción del parto (Tabla 5).
Existe una amplia variabilidad entre las características incluidas en los diferentes
modelos. Sin embargo, todos comparten el hecho de que incluyen parámetros de evaluación
clínica de la embarazada, combinados con algún parámetro (ya sea clínico o ecográfico) de
evaluación del cérvix uterino.
29
Autor Año N Diseño Variables incluidas AUC
Rane119 2004 604 Prosp. Edad materna Índice masa corporal Paridad
Edad gestacional Puntuación de Bishop Longitud cervical
Ángulo cervical post. Variedad cabeza fetal 0,81
Rane124 2005 822 Prosp. Edad materna Índice masa corporal
Edad gestacional Paridad
Longitud cervical Peso neonatal 0,82
Peregrine131 2006 267 Prosp. Edad materna Altura Índice masa corporal
Paridad Edad gestacional Puntuación de Bishop
Longitud cervical Variedad cabeza fetal Volumen líq. amniótico
0,82
Cheung157 2010 460 Prosp.
Edad materna Altura Índice masa corporal Paridad
Edad gestacional Método de inducción Puntuación de Bishop phIGFBP-1
Longitud cervical Ángulo cervical post. Peso fetal estimado Variedad cabeza fetal
0,79
Laughon160 2011 5610 Retros. Posición cérvix TV Consistencia cérvix TV
Dilatación cérvix TV Acortamiento cérvix TV
Altura presentación TV 0,51
Keepanasseril165 2012 311 Prosp.
Edad materna Índice masa corporal Paridad Edad gestacional Puntuación de Bishop
Posición cérvix TV Consistencia cérvix TV Dilatación cérvix TV Acortamiento cérvix TV Altura presentación TV
Longitud cervical Funneling Ángulo cervical post. Peso neonatal
0,92
Da Rocha167 2013 190 Prosp. Edad materna Índice masa corporal Paridad
Edad gestacional Método de inducción Puntuación de Bishop
Longitud cervical Dilatación cérvix US Altura presentación US
0,80
Tolcher187 2015 785 Retros.
Edad materna Altura Peso inicio embarazo Peso final embarazo Ganancia ponderal
Índice masa corporal Diabetes mellitus Hipertensión arterial Estado SGB Edad gestacional
Puntuación de Bishop Dilatación cérvix TV Acortamiento cérvix TV Altura presentación TV
0,71
Ivars194 2016 326 Retros. Paridad Posición cérvix TV
Consistencia cérvix TV Dilatación cérvix TV
Acortamiento cérvix TV Altura presentación TV 0,88
Hernández195 2016 841 Retros.
Edad materna Altura Índice masa corporal Diabetes mellitus Hipertensión arterial TRA
Paridad Cesárea previa RPM Edad gestacional Método de inducción Puntuación de Bishop
Peso fetal estimado Sexo fetal Volumen líq. amniótico Alteración FCF Peso neonatal
0,78
Kawakita199 2017 10591 Retros.
Edad materna Etnia Altura Peso inicio embarazo Peso final embarazo Ganancia ponderal Diabetes mellitus
Hipertensión arterial RPM Indicación inducción Edad gestacional Método de inducción Puntuación de Bishop Dilatación cérvix TV
Acortamiento cérvix TV Altura presentación TV Peso fetal estimado Volumen líq. amniótico Alteración FCF Abruptio placentae
0,76
Levine197 2017 491 Retros.
Edad materna Etnia Altura Peso inicio embarazo Peso final embarazo Ganancia ponderal
Índice masa corporal Diabetes mellitus Hipertensión arterial Paridad Indicación inducción Edad gestacional
Método de inducción Puntuación de Bishop Dilatación cérvix TV
Acortamiento cérvix TV Altura presentación TV Volumen líq. amniótico
0,73
Tabla 5. Modelos matemáticos de predicción del riesgo de cesárea tras la inducción del parto. A modo comparativo, se utiliza el área bajo la curva ROC como método de evaluación de la capacidad predictiva de cada modelo, según los datos aportados por los autores. N: Número de participantes; AUC: Área bajo la curva ROC (Receiver Operating Characteristics); Prosp.: Prospectivo; Retros.: Retrospectivo; Post.: Posterior; líq.: líquido; phIGFBP-1: phosphorylated form of insulin-like growth factor-binding protein-1; TV: medición obtenida por tacto vaginal; US: medición obtenida mediante ecografía; SGB: Estreptococo grupo B o Streptococcus agalactiae; TRA: técnica de reproducción asistida; RPM: rotura precoz de membranas; FCF: frecuencia cardíaca fetal.
Si bien estos modelos fueron diseñados y elaborados con el objetivo de predecir el
fracaso de la inducción del parto (concretamente, en términos de finalización mediante cesárea)
y algunos de ellos han mostrado capacidades predictivas más que aceptables (con áreas bajo la
curva ROC superiores al 80%), ninguno ha sido capaz de suplantar la evaluación inicial realizada
resumida en la puntuación de Bishop. Esto puede deberse a que muchos de estos modelos
fueron diseñados a partir de cohortes retrospectivas o con poco reclutamiento prospectivo.
30
Asimismo, muy pocos trabajos presentan ejercicios de validación de los hallazgos y, aplicados
en poblaciones diferentes a las de construcción, no fueron capaces de superar la evaluación
externa207,208.
Por lo tanto, pese a los múltiples de esfuerzos realizados para identificar factores que,
de manera aislada o combinada, puedan predecir los resultados de la inducción del parto, no
disponemos actualmente de una herramienta que nos permita modificar el paradigma del
protocolo de inducción. Por lo tanto, hoy en día, la única oportunidad de individualización
consiste en la evaluación de las condiciones cervicales mediante un instrumento antiguo y,
probablemente, obsoleto.
1.3.3. Problema 3: Las nuevas herramientas
Como se ha visto en los apartados anteriores, la mayoría de los estudios se centran en
una serie de parámetros que, en conjunto, han sido ampliamente estudiados. A falta de
encontrar una combinación que permita utilizar los más potentes de una manera fiable y
reproducible, han sido pocos los trabajos que han ensayado nuevos instrumentos capaces de
abordar este problema desde una perspectiva diferente e innovadora.
Importando una vez más los hallazgos descritos en el terreno del parto prematuro,
recientemente se han descrito herramientas que se benefician de la posibilidad de obtener
imágenes dinámicas de los tejidos mediante ecografía. Así, el foco se ha puesto
fundamentalmente sobre el estudio de las propiedades biomecánicas del cérvix, centrándose
en el análisis de la cuantificación de la capacidad de deformación de la estructura tras la
aplicación de fuerza externa209. Así, mediante el estiramiento producido por mecanismos de
aspiración210,211 o a través del estudio de las propiedades elásticas del tejido utilizando
programas informáticos basados en la ecografía (elastografía), se propuso que la consistencia
cervical podría estar relacionada con el resultado de la inducción del parto162,212,213.
Siguiendo esta iniciativa, Parra-Saavedra et al. diseñaron una herramienta ecográfica
para estudiar las propiedades dinámicas del cérvix, intentando superar algunas dificultades
presentadas por los métodos de aspiración y de elastografía. Definieron, de esta manera, el
índice de consistencia cervical214, calculado a partir del cociente entre el diámetro antero-
posterior del cérvix deformado (tras aplicar presión con la sonda transvaginal hasta obtener la
máxima deformación del tejido) y el mismo diámetro en una imagen sin fuerza aplicada (Figura
7). De esta manera, cuando el cérvix es blando aumenta la diferencia entre estos dos valores,
por lo que, al tratarse de un cociente, se traducirá en valores del índice de consistencia cervical
31
más bajos. Así, según su definición, el índice de consistencia cervical es directamente
proporcional a la dureza del tejido.
Figura 7. Conjunto de imágenes utilizadas para calcular el índice de consistencia cervical. Ambas imágenes muestran cortes sagitales del cérvix. La imagen de la izquierda muestra el cérvix sin aplicación de fuerzas externas, mientras que la imagen de la derecha expone el cuello tras la aplicación de presión con la sonda transvaginal hasta que no es posible visualizar más modificación del tejido. Los indicadores en cruz (+) están colocados en los orificios cervicales externo e interno y la línea que los une es la medida de longitud cervical. A nivel del punto medio de esta línea, y de manera perpendicular a la misma, se traza la distancia que medirá el diámetro anteroposterior del cérvix (línea sólida delimitada por los puntos). En el ejemplo, el índice de consistencia cervical se calculará como:
!!"(%) = ('()/'() × 100 = (24,111/36,411) × 100 = 66.2%
El índice de consistencia cervical parece estar correlacionado de manera inversa con la
edad gestacional y se ha visto que valores bajos de esta medida en el segundo trimestre del
embarazo se traducen en un riesgo incrementado de parto prematuro, comportándose como
mejor predictor de esta complicación que la longitud cervical214,215.
Como se ha mencionado anteriormente (Figura 3)46, el ablandamiento del cérvix se inicia
en el segundo trimestre y es un fenómeno que ocurre antes de las modificaciones clásicamente
evaluadas y que derivan en la definición de inicio del trabajo de parto (acortamiento y
dilatación). Siguiendo la línea de pensamiento de los trabajos que han evaluado esta
herramienta para la predicción del parto prematuro, el análisis de este índice podría representar
una posibilidad para identificar a las pacientes en riesgo de fracaso de la inducción del parto.
Hasta la fecha, ninguno de los instrumentos evaluados o diseñados para predecir el
resultado de la inducción del parto ha conseguido hacerse camino dentro de las guías de manejo
actuales, lo que se traduce en un protocolo de inducción escasamente personalizable, que se
basa en métodos de evaluación antiguos y que, probablemente, se utilizan pese a que la
evidencia científica aconsejaría abandonarlos. Esto puede deberse, en conclusión, a:
32
1. La variabilidad en la definición del problema a investigar
2. La ausencia de predictores o de modelos que hayan sido validados.
3. La falta de herramientas innovadoras para abordar el problema.
33
HIPÓTESIS
34
35
2. HIPÓTESIS
2.1. Hipótesis principal
La evaluación ecográfica del cérvix uterino, en combinación con las características
clínicas de la paciente y la evaluación ecográfica fetal, tienen la capacidad de predecir el éxito o
fracaso de una inducción.
2.2. Hipótesis específicas
1. La heterogeneidad de definiciones del éxito de la inducción del parto repercute en la
evaluación de la capacidad predictiva de los diferentes factores que se han estudiado
hasta la fecha.
2. Existen varios elementos clínicos y ecográficos que, de manera individual, se asocian al
éxito de la inducción del parto.
3. La combinación de diversas características clínicas y ecográficas en un modelo de
predicción que incluya aquellas de mayor relevancia permitirá predecir de manera
adecuada el éxito de la inducción del parto.
4. El algoritmo matemático presentará una adecuada validez interna y será posible
validarlo en una cohorte de mujeres que no participe en la elaboración del modelo.
5. El índice de consistencia cervical se asocia y permite predecir el éxito de la inducción del
parto, de manera aislada y en presencia de otras características clínicas o ecográficas.
36
37
OBJETIVOS
38
39
3. OBJETIVOS
3.1. Objetivo principal
Identificar adecuadamente a aquellas pacientes en riesgo de fracaso de la inducción del
parto mediante la elaboración de un modelo de predicción matemático que incluya diversas
características clínicas y ecográficas, con el fin de proporcionar un pronóstico individualizado del
procedimiento que permita satisfacer las expectativas de la mujer y de los profesionales.
3.2. Objetivos específicos
1. Identificar las diferentes definiciones del fracaso de la inducción del parto y cómo estas
influyen en el estudio de los diferentes factores pronósticos.
2. Reconocer los diferentes factores clínicos y ecográficos que, de manera individual,
influyen en el fracaso de la inducción del parto.
3. Resumir en un modelo matemático predictivo aquellas características que, en presencia
de otros factores, mantienen su capacidad diagnóstica y se combinan adecuadamente
en un algoritmo que permita diagnosticar de manera fiable el resultado de la inducción
del parto antes de que se inicie el procedimiento.
4. Validar el modelo de predicción obtenido en una cohorte de mujeres diferente a aquella
utilizada para crear el modelo de predicción, a partir de la aplicación prospectiva del
mismo.
5. Establecer el valor del índice de consistencia cervical para la predicción del fracaso de la
inducción del parto de manera individual y en presencia de otras variables relacionadas
con este resultado.
40
41
MÉTODOS
42
43
4. MÉTODOS
Cada uno de los artículos publicados y compilados en la presente tesis expone
detalladamente la metodología utilizada, la cual es resumida en los apartados que se encuentran
a continuación. Todos los análisis estadísticos fueron realizados utilizando el programa
informático Stata v13.1 (StataCorp, 4905 Lakeway Drive College Station, Texas, USA).
4.1. Estudio 1
1. Diseño: Revisión sistemática de la literatura.
2. Estrategia de búsqueda: Búsqueda en bases de datos electrónicas (PubMed, MEDLINE,
Embase) utilizando la siguiente combinación de términos incluidos en MeSH (Medical
Subject Headings): ‘induced, labor’, ‘treatment outcome’, ‘ultrasonography’ y ‘cervix
uteri’. Se revisó la bibliografía de cada uno de los artículos para identificar aquellos que
no fuesen recogidos por la búsqueda electrónica, así como la función ‘related articles’
de PubMed.
3. Criterios de inclusión de artículos: Artículos prospectivos y retrospectivos de manera
indistinta, así como revisiones sistemáticas de la literatura y metanálisis. No se aplicaron
restricciones respecto a los métodos de inducción utilizados. Para el análisis final, se
cribaron los artículos cuya definición de fracaso de inducción consistía en la
imposibilidad de alcanzar la fase activa del parto después de 24 horas de
prostaglandinas y 12 horas de estimulación oxitócica.
4. Información recogida: diseño del estudio, definición exacta de fracaso de inducción,
método de inducción, indicación de la inducción, tasa de fracaso de inducción, tasa de
cesárea por inducción fallida y variables de predicción del fracaso de inducción.
4.2. Estudio 2
1. Diseño: Estudio prospectivo, observacional y unicéntrico. Reclutamiento consecutivo.
2. Criterio de elegibilidad: Mujeres ingresadas para inducción del parto en la Maternidad
del Hospital Clínic de Barcelona.
3. Criterios de inclusión: Mujeres con fetos en presentación cefálica e indicación médica
de inducción del parto a término (por encima de las 37 semanas de gestación) por causa
materna o fetal en las que fuese posible realizar una ecografía al ingreso.
44
4. Criterios de exclusión: Edad materna inferior a 18 años, gestaciones múltiples, presencia
de contracciones uterinas regulares, contraindicación para el parto vaginal, muerte
fetal, interrupción legal del embarazo o negativa de la mujer a participar.
5. Adquisición de las imágenes y recogida de datos: Con la embarazada en posición de
litotomía, una imagen estática de un corte sagital del cérvix fue obtenida mediante
ecografía transvaginal, en la que fuese posible visualizar ambos orificios cervicales y el
polo cefálico fetal. Posteriormente, se calculó el peso fetal estimado por vía
transabdominal, siguiendo la ecuación de Hadlock et al216. En la imagen estática se
midió: longitud cervical, ángulo cervical posterior y se evaluó la presencia de funneling.
Además, a partir de la historia clínica, se recogieron los siguientes datos: edad materna,
etnia, partos vaginales o cesáreas previas, altura, peso antes del embarazo y al ingreso
para la inducción, edad gestacional al ingreso, puntuación de Bishop, método de
inducción, indicación para la inducción del parto, vía del parto, tiempo entre la inducción
y el parto y peso neonatal.
6. Resultado principal: Cesárea por falta de progresión de las condiciones del parto, bien
sea por fallo de inducción o por parto estacionado (se excluyeron las cesáreas indicadas
por riesgo vital materno o fetal).
7. Análisis estadístico: El nivel de significancia estadística se estableció, de manera
bilateral, en 0,05. El contraste entre variables individuales fue realizado utilizando la
prueba T de Student o la prueba exacta de Fisher, según si las variables eran continuas
o categóricas, respectivamente (la puntuación de Bishop fue, excepcionalmente,
comparada utilizando la prueba de Wilcoxon). Además, se calculó el coeficiente de
correlación intraclase entre el peso fetal estimado y el peso neonatal al parto. El modelo
fue creado a partir del 70% inicial de participantes, mientras que el 30% restante se
utilizó para la validación. Se elaboró el algoritmo de predicción mediante regresión
logística binaria con selección de variables por pasos. El criterio de adición de variables
se fijó en 0,05 y el de extracción en 0,10. La bondad de ajuste se calculó mediante la
prueba de Hosmer y Lemeshow y el coeficiente R2 de Nagelkerke. La capacidad
predictiva se evaluó mediante el área bajo la curva ROC (Receiver-Operating
characteristics). La prueba de DeLong permitió la comparación entre diferentes curvas
ROC. La validación interna del modelo se realizó mediante el cálculo de la reducción de
la capacidad predictiva del mismo tras aplicarlo sobre la cohorte de validación
(shrinkage). Se consideró que una disminución inferior al 10% sería juzgada como
adecuada. Mediante técnicas de remuestreo (bootstrapping – 2000 repeticiones) se
obtuvo el valor del área bajo la curva ROC tras corregir el sesgo. Finalmente, se
45
calibraron los coeficientes del modelo obtenido por regresión logística utilizando el
100% de las participantes. A partir de este último ajuste, se calcularon las sensibilidades,
especificidades, valores predictivos y cocientes de probabilidades.
4.3. Estudio 3
1. Diseño: Estudio prospectivo, observacional y unicéntrico. Reclutamiento consecutivo.
2. Criterio de elegibilidad: Mujeres ingresadas para inducción del parto por causa materna
o fetal en la Maternidad del Hospital Clínic de Barcelona.
3. Criterios de inclusión: Mujeres mayores de 18 años con fetos vivos en presentación
cefálica a término (por encima de las 37 semanas de gestación) sin contracciones
uterinas al ingreso.
4. Criterios de exclusión: Negativa de la mujer a participar o imágenes ecográficas
inadecuadas, en las que fuese imposible reconocer las estructuras.
5. Adquisición de las imágenes y recogida de datos: Con la embarazada en posición de
litotomía, una imagen estática de un corte sagital del cérvix fue obtenida mediante
ecografía transvaginal, en la que fuese posible visualizar ambos orificios cervicales y el
polo cefálico fetal y una segunda imagen tras aplicar presión con la sonda, siguiendo la
metodología descrita por Parra-Saavedra et al214. Posteriormente, se calculó el peso
fetal estimado por vía transabdominal, siguiendo la ecuación de Hadlock et al216. Con las
dos imágenes, se calculó el índice de consistencia cervical y la longitud cervical. A partir
de la historia clínica, se recogieron los siguientes datos: edad materna, partos vaginales
o cesáreas previas, índice de masa corporal antes del parto, edad gestacional al ingreso,
puntuación de Bishop, estado de las membranas y peso neonatal.
6. Resultado principal: Cesárea por falta de progresión de las condiciones del parto, bien
sea por fallo de inducción o por parto estacionado (se excluyeron las cesáreas indicadas
por riesgo vital materno o fetal).
7. Análisis estadístico: El nivel de significancia estadística se estableció, de manera
bilateral, en 0,05. La distribución de normalidad de las variables fue evaluada mediante
la prueba de Kolmogorov-Smifnoff y de manera visual mediante gráficas de distribución.
El contraste entre variables individuales fue realizado utilizando la prueba T de Student
o la prueba exacta de Fisher, según si las variables eran continuas o categóricas,
respectivamente (la puntuación de Bishop fue, excepcionalmente, comparada
utilizando la prueba de Wilcoxon). El análisis multivariable se realizó mediante regresión
logística. La concordancia entre el índice de consistencia cervical (categorizado en
46
terciles) y la consistencia evaluada mediante tacto vaginal (incluida dentro de la
puntuación de Bishop) se realizó mediante el índice de Kappa. Se evaluó además el
acuerdo inter e intraobservador, tras la selección aleatoria de un grupo de 40 imágenes,
que fueron evaluadas por un segundo investigador, así como por el responsable del
cálculo del índice de consistencia cervical para todas las participantes, que repitió la
medición seis meses más tarde. Estas medidas se compararon mediante el coeficiente
de correlación intraclase, con un modelo de efectos aleatorios en dos direcciones.
47
ARTÍCULOS
48
49
5. ARTÍCULOS
Artículo 1
Definition of failed induction of labor and its predictive factors: two unsolved issues of an
everyday clinical situation.
Baños N, Migliorelli F, Posadas E, Ferreri J, Palacio M.
Fetal Diagn Ther. 2015;38(3):161-9. DOI: 10.1159/000433429.
Estado: Publicado.
Factor de impacto de la revista (2015): 2,700, 1r cuartil.
50
E-Mail [email protected]
Mini-Review
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
Definition of Failed Induction of Labor and Its Predictive Factors: Two Unsolved Issues of an Everyday Clinical Situation Núria Baños Federico Migliorelli Eduardo Posadas Janisse Ferreri Montse Palacio
BCNatal – Barcelona Center for Maternal-Fetal and Neonatal Medicine, Hospital Clínic and Hospital Sant Joan de Deu, Fetal i+D Fetal Medicine Research Center, IDIBAPS, University of Barcelona, Barcelona , Spain
that the definition of IOL is to enter the active phase of labor. A universal definition of failed IOL is an essential requisite to analyze and obtain solid results and conclusions on this is-sue. An important finding of this review is that only 7 of all the studies reviewed assessed achieving the active phase of labor as a primary or secondary IOL outcome. Another con-clusion is that cervical status remains the most important predictor of IOL outcome, although the value of the param-eters explored up to now is limited. To find or develop pre-dictive tools to identify those women exposed to IOL who may not reach the active phase of labor is crucial to minimize the risks and costs associated with IOL failure while opening a great opportunity for investigation. Therefore, other pre-dictive tools should be studied in order to improve IOL out-come in terms of health and economic burden.
© 2015 S. Karger AG, Basel
Introduction
The induction of labor (IOL) has become more fre-quent in recent years, occurring in about 20% of almost all settings [1, 2] . Concerns about IOL indications, man-agement and outcomes are rising in proportion to this rate. The IOL is defined as the artificial initiation of labor
Key Words Induction of labor · Failed induction of labor · Predictive factors · Transvaginal ultrasound
Abstract Objective: The objectives of this review were to identify the predictive factors of induction of labor (IOL) failure or suc-cess as well as to highlight the current heterogeneity regard-ing the definition and diagnosis of failed IOL. Materials and Methods: Only studies in which the main or secondary out-come was failed IOL, defined as not entering the active phase of labor after 24 h of prostaglandin administration ± 12 h of oxytocin infusion, were included in the review. The data col-lected were: study design, definition of failed IOL, induction method, IOL indications, failed IOL rate, cesarean section be-cause of failed IOL and predictors of failed IOL. Results: The database search detected 507 publications. The main reason for exclusion was that the primary or secondary outcomes were not the predetermined definition of failed IOL (not achieving active phase of labor). Finally, 7 studies were eli-gible. The main predictive factors identified in the review were cervical status, evaluated by the Bishop score or cervi-cal length. Discussion: Failed IOL should be defined as the inability to achieve the active phase of labor, considering
Received: January 15, 2015 Accepted after revision: May 8, 2015 Published online: June 26, 2015
Núria Baños, MD, BCNatal – Barcelona Center for Maternal-Fetal and Neonatal Medicine, Hospital Clínic and Hospital Sant Joan de Déu Fetal i+D Fetal Medicine Research Center, IDIBAPS University of Barcelona, Sabino de Arana 1, ES–08028 Barcelona (Spain) E-Mail NBANOS @ clinic.ub.es
© 2015 S. Karger AG, Basel1015–3837/15/0383–0161$39.50/0
www.karger.com/fdt
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Baños/Migliorelli/Posadas/Ferreri/Palacio
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
162
[3] . On the other hand, cervical ripening is defined as a prelude to the onset of labor, whereby the cervix becomes soft and compliant, either occurring naturally or as a re-sult of physical or pharmacological interventions [3] . Cervical ripening by physical or pharmacological meth-ods and labor induction should not be confused, even though the literature usually refers to labor induction as the process also including cervical ripening. Although the definition of labor induction is simple, criteria for suc-cessful and failed IOL have not been standardized and no consensus has been reached to date. Regarding IOL out-come, a variety of endpoints such as mode of delivery (vaginal delivery or cesarean section), vaginal delivery within a certain time interval or achievement of the active phase of labor have been suggested. As a consequence, comparison between published studies becomes a com-plicated issue due to the existing heterogeneity in the lit-erature.
Definition of IOL, Failed IOL and Cesarean Section for Failed IOL
Some authors have expressed their concerns about IOL and the definition of failed IOL [1, 2] . Lin and Rouse [2] suggested a practical definition of failed IOL, which should maximize the number of women progressing to the active phase of labor while maintaining a low inci-dence of adverse maternal and neonatal outcomes. They define failed IOL as the inability to achieve cervical dilata-tion >4 cm after 12 ± 3 h of oxytocin administration (with a goal of 200–225 MVU or 3 contractions/10 min). As Caughey et al. [4] mentioned in their article, since the purpose of IOL is to cause a nonlaboring woman to go into labor, a reasonable definition would be to achieve ac-tive labor as a measure of success. Consequently, this was the main outcome assessed in our review. Nonetheless, most authors propose vaginal delivery as the main IOL outcome, although it depends on many other factors in-teracting during labor which are not necessarily related to the induction process.
Another important aspect to consider is that failed IOL diagnosis at a given time point does not always in-volve the performance of an immediate cesarean section in all centers. This can be explained by several studies which have shown that, continuing the induction process beyond a failed IOL diagnoses at a given time point will lead to vaginal delivery in a considerable number of cases. Women who progressed into active labor within 12 h had a 67–86% probability of achieving vaginal birth, whereas only 31–33% of women who reached active labor after18 h had a vaginal delivery [5] . Consequently, failed IOL
diagnosis does not always involve performing a cesarean section for failed IOL and, therefore, the reported rates of these two events vary between studies. In addition, the majority of guidelines do not specify a time limitation from the initiation of IOL to delivery [3] , and neither has consensus about the duration of the latent and active phase been reached. The latent phase is defined as the pe-riod of time, not necessarily continuous, when there are painful contractions and some cervical change including cervical effacement and dilatation up to 4 cm, and the on-set of active labor when there are regular painful contrac-tions and there is progressive cervical dilatation from4 cm [6] .
Despite the lack of specific recommendations, a defini-tion of failed IOL which coincides in time with a low probability to achieve the active phase of labor seems to be the best option. Adverse outcomes related to the length of latent phase have not been extensively evaluated, al-though some studies have related a prolonged latent phase with subsequent labor abnormalities and the need for caesarean section [7] . A prolonged latent phase of over 12 h was also associated with a significantly longer dura-tion of active labor [8] . Nevertheless, higher rates of cho-rioamnionitis (from 20–22 to 25–27%) and postpartum hemorrhage (from 11 to 16%) have been reported after 6 and 12 h of latent phase, respectively [5, 9] . In addition, economic costs related to the duration of IOL must also be taken into account [10] . This is important information which, combined with other prognostic factors, could help in the decision as to whether continuing the induc-tion process is worthwhile or not.
In summary, it is essential to diagnose failed IOL at an appropriate time in order to counsel the patients and to decide whether to continue with the IOL or to perform a cesarean section based on the low probability of entering the active phase of labor without increasing the adverse outcomes [11] . The main objectives of this review were to identify the predictive factors of IOL failure or success as well as to highlight the current heterogeneity regarding the definition and diagnosis of failed IOL that could im-pair the identification of prognostic factors.
Material and Methods
Identification of the Literature An electronic database search (PubMed, MEDLINE and Em-
base) up to January 2014 was performed. The search strategy for identification of studies on outcome of IOL and its predictive fac-tors consisted of the following MeSH term combination: ‘induced, labor’, ‘treatment outcome’, ‘ultrasonography’ and ‘cervix uteri’.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Failed Induction of Labor and Its Predictive Factors
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
163
We checked the reference lists of relevant studies to identify cited articles not captured by the electronic searches, and the ‘re-lated articles’ function in PubMed was used to complete the search. Two investigators (N.B., F.M.) independently screened titles and abstracts of electronic search results for relevance. Full texts of po-tentially eligible citations were obtained for further assessment. Screening for inclusion and data extraction were carried out by one reviewer (N.B.) and was checked by a second reviewer (F.M.).
We included retrospective and prospective studies, as well as systematic reviews and meta-analyses. Restrictions regarding the indication of IOL or the method of induction were not applied. The studies were included only if their main or secondary outcome was failed IOL defined as not entering the active phase of labor af-ter 24 h of prostaglandin administration ± 12 h of oxytocin infu-sion. The data collected were: study design, exact definition of failed IOL, induction method, IOL indication, failed IOL rate, ce-sarean section because of failed IOL and predictors of failed IOL.
Results
Description of the Studies The database search detected 507 publications. After
the first review of the titles and abstracts, 427 were ex-
cluded. The full texts of 80 articles were obtained. The main reason for exclusion was that the primary or sec-ondary outcomes were not the established definition of failed IOL (not achieving active phase of labor) as shown in figure 1 . Finally, 7 studies were eligible. In 5 of the 7 studies included, achieving the active phase of labor was the main outcome assessed. In two studies, not entering the active phase of labor was the secondary outcome [12, 13] , and these were also included in the review. The char-acteristics of the studies included are summarized in ta-ble 1 .
Indication for IOL Medical and elective IOL should be differentiated
since IOL outcomes vary in relation to induction indica-tion. When there is a medical indication, the potential benefit for the mother or the fetus easily supersedes the IOL risks. Recommendations for IOL for postterm gesta-tion, preterm rupture of membranes at term and prema-ture rupture of membranes near term with pulmonary maturity are supported by the evidence. In these IOL sit-
Table 1. Characteristics of the studies included in the review
First author Year Study n Primaryoutcome
Secondaryoutcome
Induction method Definition of failed IOL
Xenakis [36] 1993 Prospectiveobservational
597 Failed laborinduction
Bishop <7: PGE2 3 mg/6 hBishop >7: oxytocin
Inability to achieve active phase of labor (cervical dilation ≤4 cm despite adequate exposure to cervical priming and oxytocin stimulation) after 15 h primiparas/12 h multiparas
Chandra [12] 2001 Prospectiveobservational
120 Vaginaldelivery
Activelabor 12 h
PGE2, PGE1, oxytocin + amniotomy
No vaginal delivery
Roman [37] 2004 Prospectiveobservational
106 Reachingactive phaseof labor
PGE2, oxytocin + amniotomy
Inability to achieve active phase of labor (cervical dilatation ≤5 cm despite adequate uterine contraction activity)
Yang [23] 2004 Prospectiveobservational
105 Reachingactive phaseof labor
Bishop <4: PGE2Bishop >4: oxytocin
Inability to achieve active phase of labor (cervical dilation <4 cm despite regular contractions) after 48 h
Park [24] 2007 Prospectiveobservational
161 Failed laborinduction
Bishop <4: PGE2 × 9 h + oxytocin 12 h
Inability to achieve active phase of labor (cervical dilatation of ≥4 cm within 12 h of initiating oxytocin) within 24 h of induction
Park [25] 2009 Prospectiveobservational
110 Failed laborinduction
Bishop < 4: PGE2 × 9 h + oxytocin 12 hBishop >4: oxytocin
Inability to achieve active phase of labor (cervical dilatation of ≥4 cm within 12 h of initiating oxytocin) within 24 h of induction
Frederiks [13] 2012 Prospectiveobservational
400 Vaginaldelivery
Not enteringthe activephase of labor(<4 cm dilation)
No vaginal delivery
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Baños/Migliorelli/Posadas/Ferreri/Palacio
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
164
uations, an increased rate of caesarean section is not ob-served [14] . Intrauterine growth-restricted fetuses show higher intra-uterus mortality in the expectant group bal-anced by an increase in neonatal deaths in the immediate induction group. There is little evidence regarding insu-lin-requiring diabetes, twin gestation, fetal macrosomia, oligohydramnios, cholestasis of pregnancy, maternal car-diac disease and fetal gastroschisis [1, 14] . Postterm preg-nancy is by far the most frequent IOL indication. On the other hand, elective IOL is becoming a more frequent IOL indication especially based on the latest scientific evi-dence [15] . Despite the low risk of maternal and fetal complications related to elective IOL, favorable cervical and obstetrical conditions should be a prerequisite when indicating elective IOL in order to further decrease the potential adverse outcomes associated with this interven-
tion. IOL indications are shown in table 2 . In the studies included in our review, the elective induction rate varies from 0.95 to 10%, showing a progressive increase in al-most all settings. In one study [12] IOL indications were not reported.
Rates of Cesarean Section for Failed IOL A higher rate of maternal and fetal morbidity espe-
cially with an increased risk of cesarean section has been associated with IOL [16, 17] , but this association has been challenged in recent years. A Cochrane review concluded that cesarean section rates and assisted vaginal delivery rates are not increased by IOL at term when a medical indication exists [18, 19] . It has been demonstrated that the cesarean rate does not increase, or it even decreases with a policy of IOL at or beyond 41 weeks of gestation,
Table 2. Indications for IOL
First author n Postterm Hypertensivediseases
Diabetes IUGR Fetalmacrosomia
Oligo-hydramnios
Elective Others
Xenakis [36] 597 22% 32% 16% 18% 12%Roman [37] 106 61 (51.55) 2 (1.89) 4 (3.77) 4 (3.77) 7 (6.60) 28 (26.42)Yang [23] 105 41 (39.05) 5 (4.76) 2 (1.90) 3 (2.86) 27 (25.71) 8 (7.62) 1 (0.95) 1 (0.95)Park [24] 161 41 (25.47) 2 (1.24) 7 (4.35) 19 (11.80) 9 (5.59) 71 (44.1) 6 (3.73) 10 (6.21)Park [25] 110 30 (27.27) 6 (5.45) 5 (4.55) 6 (5.45) 11 (10) 34 (30.91) 11 (10) 18 (16.36)Frederiks [13] 400 165 111 45 79
Figures in parentheses indicate percentages. Premature rupture of membranes was not reported in any of the studies. IUGR = Intrauterine growth restriction.
Fig. 1. Selection of the studies included in the review.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Failed Induction of Labor and Its Predictive Factors
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
165
in addition to improving perinatal outcomes [15, 20] . Conflicting results are reported below 40–41 weeks of gestation [21, 22] .
All the data cited suggest that in the next years the number of IOL may increase further. Consequently, it is of paramount importance to reach consensus on the management of this extremely frequent intervention.
As mentioned above, the diagnosis of failed IOL does not always imply performing a cesarean section at this time. In addition, not all the studies included in the re-view reported both failed IOL diagnosis and cesarean sec-tion for failed IOL rates as shown in table 3 . Nevertheless, despite the limited number of studies, a nonnegligible proportion of patients underwent a vaginal delivery after being diagnosed with failed IOL in 3 of the 7 studies in-cluded [23–25] .
Factors Determining IOL Outcome Despite the large number of studies conducted, no
good predictive factors were found to successfully iden-tify the group of patients who will not respond to phys-ical or pharmacological induction, and hence achieve the active phase of labor. Heterogeneity between the outcomes assessed contributes to the lack of conclusive results.
Cervical status, mainly measured by the Bishop score and parity, has been shown to be the main predictor of successful labor induction [26, 27] . Other predictors such as maternal age, weight, height, body mass index, ethnicity and socioeconomic status have been reported. Obstetric and medical history such as gestational age at delivery, birth weight and amniotic fluid index have also been described [28] . The relevant predictive factors re-ported in the studies included in the review are shown in table 4 .
Gestational Age Placental function declines while fetal intolerance to
labor and fetal weight increases with gestational age. All these factors could contribute to increasing the rate of ce-sarean section. However, not entering the active phase of labor, and therefore failed induction, are not related to the three factors described above [29] . Earlier gestational age was found to be a significant predictive factor for failed IOL in one of the studies included [24] .
Maternal Characteristics Maternal age contributes to a higher prevalence of ma-
ternal complications during pregnancy and therefore to an increased rate of IOL, including those with unfavor-
able conditions. Dysfunctional myometrium could also lead to longer labors and, consequently, more failed IOL [30] . However, no significant relationship was found be-tween maternal age and IOL outcome in the studies re-viewed. A higher body mass index is associated with a higher fetal weight and pregnancy-related complications, both conditions being linked to an increased risk of cesar-
Table 3. Diagnosis of failed IOL and cesarean section for failed IOL
First author Failed IOL Cesarean section
Xenakis [36] Total: 3.69% Not specifiedBishop <3: 9.4%Bishop >3: 0.7%
Chandra [12] Not specified Not specifiedRoman [37] 16 (15.1%) 16 (15.1%)Yang [23] 12 (11.4%) 8 (7.6%)Park [24] 55 (33%) 5 (31%)Park [25] 15 (14%) 2 (1.8%)Frederiks [13] 11.3% Not specified
Table 4. Predictive factors of IOL outcome
First author Multiple logistic regression analysis
Xenakis [36] Total: Bishop <3: OR 13.6; 95% CI 3.7 – 36.6Primiparas: Bishop <3: OR 22.9; 95% CI 3.1 – 98Multiparas: Bishop <3: OR 6.6, 95%; CI 1.1 – 28.1
Chandra [12] Maternal weight: OR 0.96; 95% CI 0.94 – 0.8Cervical dilatation: OR 6.08; 95% CI 1.70 – 21.68Cervical effacement: OR 2.34; 95% CI 1.16 – 4.73
Roman [37] Bishop: OR 2.25; 95% CI 1.30 – 3.91Bishop cutoff 4: S 87.5%/E 45.5%Clinical CL: OR 3.95; 95% CI 1.3 – 11.7CL cutoff 30 mm: S 56.3%/E 65.6%/PPV 22.5%/NPV 89.4%
Yang [23] Bishop >4: S 51%/E 75%/PPV 94%/NPV 16%CL: OR 0.24; 95% CI 0.096 – 0.59CL cutoff 30 mm: S 83%/E 75%
Park [24] GA: OR 0.53; 95% CI 0.39 – 0.73CL: OR 2.80; 95% CI 1.46 – 5.38CL cutoff 28 mm: S 62%/E 60%
Park [25] Bishop: OR = 0.621; 95% CI 0.391 – 0.988Frederiks [13] No multivariate analysis
CL = Cervical length; GA = gestational age; S = specificity; E = sensitivity.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Baños/Migliorelli/Posadas/Ferreri/Palacio
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
166
ean section. However, regarding the achievement of the active phase of labor itself, this relation has not been dem-onstrated [31–33] .
Cervical Status As prelabor cervical status has been recognized as the
most important predictor of induction success, many studies have evaluated the relationship between the Bish-op score and sonographic cervical characteristics with IOL outcome. Regarding the predictive value of the Bish-op score, a meta-analysis [34] and a recently published systematic review [35] reached divergent results. Teixeira et al. [34] concluded that the Bishop score still seems to be the most accurate predictive factor of vaginal delivery after IOL. When referring to achieving the active phase of labor , either with no time limit for this to occur or within a certain time interval, the same conclusion cannot be as-sumed due to lack of studies assessing this outcome. On the other hand, Kolkman et al. [35] showed that a Bishop score of 4, 5 or 6 was a poor predictor of IOL success if that was defined as achieving a vaginal delivery. For the prediction of cesarean delivery, the sensitivity and speci-ficity of a Bishop score <6 was 78 and 44%, respectively, and of a Bishop score <9 was 95 and 30%. This study rec-ommended not using the Bishop score in decision mak-ing. Three of the studies included in our review [25, 36 , 37] found the Bishop score to be a significant predictive factor of IOL outcome, although it was not a strong predictor in any of the studies. Cervical dilatation and cervical effacement were independently associated with ‘achieving active phase of labor’ in one study [12] . The Bishop score was not an independent predictive factor in the other studies included ( table 4 ).
Regarding sonographic cervical assessment to predict IOL outcome, conflicting results are also reported. A re-cent meta-analysis found limited value of cervical length and cervical wedging in predicting the outcome of labor in clinical practice [38] . Moreover, of the 31 studies in-cluded in the meta-analysis only 2 reported the outcome ‘not achieving the active phase of labor’. The sensitivity and specificity of cervical length in the studies included in that review were 56–66% [37] and 83–75% [23] , re-spectively, for a cutoff of 30 mm. In another systematic review, Hatfield et al. [26] also concluded that sonograph-ic cervical length was not an effective or, at most, a weak predictor for any of the outcomes assessed (mode of de-livery, vaginal delivery within 24 h and achievement of the active phase of labor). Moreover, when comparing the Bishop score with cervical length measured by ultra-sound, sonographic cervical length was not superior to
the Bishop score. Cervical length was found to be an in-dependent predictive factor in 2 of the studies included in our review [23, 24] . Other sonographic characteristics studied such as cervical wedging (sensitivity 37%, speci-ficity 80%) [38] and fetal head position (sensitivity 39%, specificity 71%) have not been shown to be good predic-tors [39] .
To summarize, there is an association between the Bishop score and cervical length measured by ultrasound and IOL outcome, but this relation does not always result in a good predictor. Therefore, future studies should ex-plore other cervical characteristics, a combination of fac-tors or focus on new diagnostic tools.
Some predictive models have been developed to pre-dict cesarean section risk after IOL [40–42] , although none of these models evaluated the prediction of achiev-ing the active phase of labor. Moreover, their use in clin-ical practice is not recommended due to their moderate predictive capacity [43] .
Other Prognostic Factors Biochemical Markers Biochemical markers, such as fetal fibronectin and
IGFBP-1, have also been studied, but neither have shown to be superior to the Bishop score regarding the predic-tion of successful IOL [44–46] .
New Predictive Factors Based on Image Analysis A wide range of technologies and devices assessing
cervical characteristics are under development, but only two have been evaluated in women undergoing IOL: light-induced fluorescence (LIF) and elastography.
A method to measure cervical collagen using LIF has been developed [47, 48] . Fittkow et al. [49] found that LIF measurements correlate negatively with gestational age and positively with the time to delivery, although the cor-relation was weak. They applied this technique to assess cervical ripening in an IOL setting. LIF and the Bishop score were measured at the beginning of IOL. No correla-tion was found between the two parameters. The same measurements were performed 4 h after prostaglandin administration, finding a statistically significant inverse correlation. On the other hand, elastography is based on determining motion in areas of the cervix relative to oth-ers, defining an elastography index (EI). In a study of 29 women undergoing IOL, those with successful IOL had a higher EI of the internal os than those with failed IOL. The EI was not predictive in other cervical regions. Mus-catello et al. [50] also reported higher rates of cesarean section in those women with a higher EI. However, a re-
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Failed Induction of Labor and Its Predictive Factors
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
167
cent study showed that elastographic score at the internal os was unlikely to be useful in the prediction of vaginal delivery and induction-to-delivery interval [51] . A tech-nical limitation is that this measurement still depends on the force exerted by the operator and, therefore, further investigation is needed [52] .
A variety of other techniques and devices are being in-vestigated to determine cervical composition and behav-ior, although up to now they are only focused on preterm birth prediction [53] . Some examples of these methods are acoustic attenuation [54] and electric impedance [55] which assess cervical hydration. Second harmonic gen-eration [56] , Raman spectroscopy [57, 58] and backscat-tered power loss [58] also study cervical collagen micro-structure. Regarding the assessment of tissue elasticity, several strategies such as the cervical consistency index [59] and a cervical aspiration device [60] have also been evaluated. The absence of the cervical gland area has also been proposed as a predictor of preterm birth [61, 62] .
To summarize, there are a large number of studies de-scribing new parameters to better assess cervical changes during pregnancy, thereby reflecting the strong interest of the scientific community in finding an objective and applicable evaluation method to predict relevant clinical outcomes such as IOL failure or success and preterm birth risk. Unfortunately, despite being very common sit-uations, a robust predictor has not as yet been found.
Discussion
IOL is an extremely common procedure performed in all obstetrical settings. In about 20% of pregnancies, labor is induced for a variety of reasons, postterm pregnancy being the most frequent indication. Despite its enormous medical and economic impact, there are still many con-troversies regarding IOL definition, indications, manage-ment and outcomes. Heterogeneity between IOL proto-cols and definitions makes it very difficult to draw con-clusions based on published studies.
The first aspect to highlight is the lack of a generally accepted definition of failed IOL. Most studies define failed IOL as the impossibility to achieve a vaginal deliv-ery, although there are many other factors appearing dur-ing labor that may hinder or prevent a vaginal delivery, which may explain why a robust predictor has not been found. From our point of view, the definition of failed IOL should be consistent with the IOL definition itself, which is the achievement of the active phase of labor. Therefore, failed IOL should be defined as the inability to
achieve this. An important finding of this review is that only 7 of all the studies reviewed assessed achieving the active phase of labor as a primary or secondary IOL out-come. This implies that most of the existing literature is based on a very general outcome, evaluating a final result such as the vaginal delivery, and therefore, adding con-founding factors.
The second important conclusion of this review is that clinical risk factors themselves have a too low predictive value to be translated into a useful clinical tool. In con-trast, cervical status remains the most important predic-tor of IOL outcome, although the value of the parameters explored to date is limited. Consequently, great efforts are being made in order to find an objective method to better assess cervical status. To find or develop predictive tools to identify those women exposed to IOL who may not reach the active phase of labor is crucial to minimize the risks and costs associated with IOL failure.
To conclude, a generally accepted and adequate defini-tion of failed IOL is an essential requisite to analyze and obtain solid results and conclusions. On the other hand, improving the prediction of IOL failure is currently a ma-jor challenge in obstetrics due to the negative impact of a failed IOL in several fields. Our inability to predict this leads to long and expensive labor inductions. The identi-fication of such women would allow individualized coun-seling and potentially improve outcomes in terms of health (adverse perinatal and maternal outcomes due to prolonged labor inductions), economic burden (costs in terms of staff, medication and hospitalization) and health system quality perception (maternal discomfort). There-fore, new predictors for this frequent intervention are ur-gently needed in order to improve IOL management and outcome.
References 1 Talaulikar VS, Arulkumaran S: Failed induc-tion of labor: Strategies to improve the success rates. Obstet Gynecol Surv 2011; 66: 717–728.
2 Lin MG, Rouse DJ: What is a failed labor in-duction? Clin Obstet Gynecol 2006; 49: 585–593.
3 ACOG Practice Bulletin No. 107: Induction of labor. Obstet Gynecol 2009; 114: 386–397.
4 Caughey AB, Sundaram V, Kaimal AJ, Gienger A, Cheng YW, McDonald KM, Shaf-fer BL, Owens DK, Bravata DM: Systematic review: elective induction of labor versus ex-pectant management of pregnancy. Ann In-tern Med 2009; 151: 252–263, W53–63.
5 Simon CE, Grobman WA: When has an in-duction failed? Obstet Gynecol 2005; 105: 705–709.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Baños/Migliorelli/Posadas/Ferreri/Palacio
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
168
6 The Royal College of Midwives: Evidence Based Guidelines for Midwifery-Led Care in Labour. Latent Phase. London, The Royal College of Midwives, 2012.
7 Chelmow D, Kilpatrick SJ, Laros RK Jr: Ma-ternal and neonatal outcomes after prolonged latent phase. Obstet Gynecol 1993; 81: 486–491.
8 Dencker A, Berg M, Bergqvist L, Lilja H: Iden-tification of latent phase factors associated with active labor duration in low-risk nulliparous women with spontaneous contractions. Acta Obstet Gynecol Scand 2010; 89: 1034–1039.
9 Rouse DJ, Owen J, Hauth JC: Criteria for failed labor induction: prospective evaluation of a standardized protocol. Obstet Gynecol 2000; 96: 671–677.
10 Rouse DJ, Weiner SJ, Bloom SL, Varner MW, Spong CY, Ramin SM, Caritis SN, Grobman WA, Sorokin Y, Sciscione A, Carpenter MW, Mercer BM, Thorp JM Jr, Malone FD, Harper M, Iams JD, Anderson GD: Failed labor in-duction: toward an objective diagnosis. Ob-stet Gynecol 2011; 117: 267–272.
11 Cromi A, Ghezzi F, Tomera S, Scandroglio S, Colombo G, Bolis P: Cervical ripening with a Foley catheter: the role of pre- and postripen-ing ultrasound examination of the cervix. Am J Obstet Gynecol 2007; 196: 41.e1–7.
12 Chandra S, Crane JM, Hutchens D, Young DC: Transvaginal ultrasound and digital ex-amination in predicting successful labor in-duction. Obstet Gynecol 2001; 98: 2–6.
13 Frederiks F, Lee S, Dekker G: Risk factors for failed induction in nulliparous women. J Ma-tern Fetal Neonatal Med 2012; 25: 2479–2487.
14 Mozurkewich E, Chilimigras J, Koepke E, Keeton K, King VJ: Indications for induction of labour: a best-evidence review. BJOG 2009; 116: 626–636.
15 Darney BG, Snowden JM, Cheng YW, Jacob L, Nicholson JM, Kaimal A, Dublin S, Geta-hun D, Caughey AB: Elective induction of la-bor at term compared with expectant man-agement: maternal and neonatal outcomes. Obstet Gynecol 2013; 122: 761–769.
16 Battista L, Chung JH, Lagrew DC, Wing DA: Complications of labor induction among multiparous women in a community-based hospital system. Am J Obstet Gynecol 2007; 197: 241.e1–7, discussion 322–323.e1–4.
17 Grivell RM, Reilly AJ, Oakey H, Chan A, Dodd JM: Maternal and neonatal outcomes following induction of labor: a cohort study. Acta Obstet Gynecol Scand 2011; 91: 198–203.
18 Gulmezoglu AM, Crowther CA, Middleton P: Induction of labour for improving birth out-comes for women at or beyond term. Co-chrane Database Syst Rev 2006;CD004945.
19 Dare MR, Middleton P, Crowther CA, Flenady VJ, Varatharaju B: Planned early birth versus expectant management (waiting) for prelabour rupture of membranes at term (37 weeks or more). Cochrane Database Syst Rev 2006;CD005302.
20 Stock SJ, Ferguson E, Duffy A, Ford I, Chal-mers J, Norman JE: Outcomes of elective in-duction of labour compared with expectant management: population based study. BMJ 2012; 344:e2838.
21 Sanchez-Ramos L, Olivier F, Delke I, Kaunitz AM: Labor induction versus expectant man-agement for postterm pregnancies: a system-atic review with meta-analysis. Obstet Gyne-col 2003; 101: 1312–1318.
22 Nicholson JM, Caughey AB, Stenson MH, Cronholm P, Kellar L, Bennett I, Margo K, Stratton J: The active management of risk in multiparous pregnancy at term: association between a higher preventive labor induction rate and improved birth outcomes. Am J Ob-stet Gynecol 2009; 200: 250.e1–250.e13.
23 Yang SH, Roh CR, Kim JH: Transvaginal ul-trasonography for cervical assessment before induction of labor. J Ultrasound Med 2004; 23: 375–382, quiz 384–385.
24 Park KH: Transvaginal ultrasonographic cer-vical measurement in predicting failed labor induction and cesarean delivery for failure to progress in nulliparous women. J Korean Med Sci 2007; 22: 722–727.
25 Park KH, Hong JS, Shin DM, Kang WS: Pre-diction of failed labor induction in parous women at term: role of previous obstetric his-tory, digital examination and sonographic measurement of cervical length. J Obstet Gynaecol Res 2009; 35: 301–306.
26 Hatfield AS, Sanchez-Ramos L, Kaunitz AM: Sonographic cervical assessment to predict the success of labor induction: a systematic re-view with metaanalysis. Am J Obstet Gynecol 2007; 197: 186–192.
27 Grobman WA: Predictors of induction suc-cess. Semin Perinatol 2012 ;36: 344–347.
28 Crane JM: Factors predicting labor induction success: a critical analysis. Clin Obstet Gyne-col 2006; 49: 573–584.
29 Caughey AB, Stotland NE, Washington AE, Escobar GJ: Maternal and obstetric complica-tions of pregnancy are associated with in-creasing gestational age at term. Am J Obstet Gynecol 2007; 196: 155.e1–6.
30 Greenberg MB, Cheng YW, Sullivan M, Nor-ton ME, Hopkins LM, Caughey AB: Does length of labor vary by maternal age? Am J Obstet Gynecol 2007; 197: 428.e1–7.
31 Nuthalapaty FS, Rouse DJ, Owen J: The asso-ciation of maternal weight with cesarean risk, labor duration, and cervical dilation rate dur-ing labor induction. Obstet Gynecol 2004; 103: 452–456.
32 Ecker JL, Chen KT, Cohen AP, Riley LE, Lieberman ES: Increased risk of cesarean de-livery with advancing maternal age: indica-tions and associated factors in nulliparous women. Am J Obstet Gynecol 2001; 185: 883–887.
33 Weiss JL, Malone FD, Emig D, Ball RH, Ny-berg DA, Comstock CH, Saade G, Eddleman K, Carter SM, Craigo SD, Carr SR, D’Alton ME: Obesity, obstetric complications and ce-sarean delivery rate – a population-based screening study. Am J Obstet Gynecol 2004; 190: 1091–1097.
34 Teixeira C, Lunet N, Rodrigues T, Barros H: The Bishop score as a determinant of labour induction success: a systematic review and meta-analysis. Arch Gynecol Obstet 2012; 286: 739–753.
35 Kolkman DG, Verhoeven CJ, Brinkhorst SJ, van der Post JA, Pajkrt E, Opmeer BC, Mol BW: The Bishop score as a predictor of labor induction success: a systematic review. Am J Perinatol 2013; 30: 625–630.
36 Xenakis EM, Piper JM, Conway DL, Langer O: Induction of labor in the Nineties: con-quering the unfavorable cervix. Obstet Gyne-col 1997; 90: 235–239.
37 Roman H, Verspyck E, Vercoustre L, Degre S, Col JY, Firmin JM, Caron P, Marpeau L: Does ultrasound examination when the cervix is unfavorable improve the prediction of failed labor induction? Ultrasound Obstet Gynecol 2004; 23: 357–362.
38 Verhoeven CJ, Opmeer BC, Oei SG, Latour V, van der Post JA, Mol BW: Transvaginal sono-graphic assessment of cervical length and wedging for predicting outcome of labor in-duction at term: a systematic review and me-ta-analysis. Ultrasound Obstet Gynecol 2013; 42: 500–508.
39 Verhoeven CJ, Mulders LG, Oei SG, Mol BW: Does ultrasonographic foetal head position prior to induction of labour predict the out-come of delivery? Eur J Obstet Gynecol Re-prod Biol 2012; 164: 133–137.
40 Peregrine E, O’Brien P, Omar R, Jauniaux E: Clinical and ultrasound parameters to predict the risk of cesarean delivery after induction of labor. Obstet Gynecol 2006; 107: 227–233.
41 Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH: Models for the prediction of successful induction of labor based on pre-induction so-nographic measurement of cervical length. J Matern Fetal Neonatal Med 2005; 17: 315–322.
42 Keepanasseril A, Suri V, Bagga R, Aggarwal N: A new objective scoring system for the pre-diction of successful induction of labour. J Obstet Gynaecol 2012; 32: 145–147.
43 Verhoeven CJ, Oudenaarden A, Hermus MA, Porath MM, Oei SG, Mol BW: Validation of models that predict cesarean section after in-duction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol 2009; 34: 316–321.
44 Reis FM, Gervasi MT, Florio P, Bracalente G, Fadalti M, Severi FM, Petraglia F: Prediction of successful induction of labor at term: role of clinical history, digital examination, ultra-sound assessment of the cervix, and fetal fi-bronectin assay. Am J Obstet Gynecol 2003; 189: 1361–1367.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Failed Induction of Labor and Its Predictive Factors
Fetal Diagn Ther 2015;38:161–169 DOI: 10.1159/000433429
169
45 Ojutiku D, Jones G, Bewley S: Quantitative foetal fibronectin as a predictor of successful induction of labour in post-date pregnancies. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol 2002; 101: 143–146.
46 Nuutila M, Hiilesmaa V, Karkkainen T, Yli-korkala O, Rutanen EM: Phosphorylated iso-forms of insulin-like growth factor binding protein-1 in the cervix as a predictor of cervi-cal ripeness. Obstet Gynecol 1999; 94: 243–249.
47 Maul H, Saade G, Garfield RE: Prediction of term and preterm parturition and treatment monitoring by measurement of cervical cross-linked collagen using light-induced flu-orescence. Acta Obstet Gynecol Scand 2005; 84: 534–536.
48 Schlembach D, Mackay L, Shi L, Maner WL, Garfield RE, Maul H: Cervical ripening and insufficiency: from biochemical and molecu-lar studies to in vivo clinical examination. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol 2009; 144(suppl 1):S70–S76.
49 Fittkow CT, Maul H, Olson G, Martin E, MacKay LB, Saade GR, Garfield RE: Light-induced fluorescence of the human cervix de-creases after prostaglandin application for in-duction of labor at term. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol 2005; 123: 62–66.
50 Muscatello A, Di Nicola M, Accurti V, Mas-trocola N, Franchi V, Colagrande I, Patacchi-
ola F, Carta G: Sonoelastography as method for preliminary evaluation of uterine cervix to predict success of induction of labor. Fetal Di-agn Ther 2014; 35: 57–61.
51 Pereira S, Frick AP, Poon LC, Zamprakou A, Nicolaides KH: Successful induction of labor: prediction by pre-induction cervical length, angle of progression and cervical elastogra-phy. Ultrasound Obstet Gynecol 2014; 44: 468–475.
52 Swiatkowska-Freund M, Preis K: Elastogra-phy of the uterine cervix: implications for suc-cess of induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol 2011; 38: 52–56.
53 Feltovich H, Hall TJ, Berghella V: Beyond cer-vical length: emerging technologies for assess-ing the pregnant cervix. Am J Obstet Gynecol 2012; 207: 345–354.
54 McFarlin BL, Bigelow TA, Laybed Y, O’Brien WD, Oelze ML, Abramowicz JS: Ultrasonic attenuation estimation of the pregnant cervix: a preliminary report. Ultrasound Obstet Gy-necol 2010; 36: 218–225.
55 Jokhi RP, Brown BH, Anumba DO: The role of cervical electrical impedance spectroscopy in the prediction of the course and outcome of induced labour. BMC Pregnancy Child-birth 2009; 9: 40.
56 Akins ML, Luby-Phelps K, Mahendroo M: Second harmonic generation imaging as a po-tential tool for staging pregnancy and predict-
ing preterm birth. J Biomed Opt 2010; 15: 026020.
57 Vargis E, Byrd T, Logan Q, Khabele D, Ma-hadevan-Jansen A: Sensitivity of Raman spec-troscopy to normal patient variability. J Bio-med Opt 2011; 16: 117004.
58 Feltovich H, Nam K, Hall TJ: Quantitative ul-trasound assessment of cervical microstruc-ture. Ultrason Imaging 2010; 32: 131–142.
59 Parra-Saavedra M, Gomez L, Barrero A, Parra G, Vergara F, Navarro E: Prediction of pre-term birth using the cervical consistency in-dex. Ultrasound Obstet Gynecol 2011; 38: 44–51.
60 Badir S, Mazza E, Zimmermann R, Bajka M: Cervical softening occurs early in pregnancy: characterization of cervical stiffness in 100 healthy women using the aspiration tech-nique. Prenat Diagn 2013; 33: 737–741.
61 Afzali N, Mohajeri M, Malek A, Alamatian A: Cervical gland area: a new sonographic mark-er in predicting preterm delivery. Arch Gyne-col Obstet 2012; 285: 255–258.
62 Kahyaoglu S, Kahyaoglu I, Kaymak O, Sagnic S, Mollamahmutoglu L, Danisman N: Can transvaginal ultrasonographic evaluation of the endocervical glandular area predict pre-term labor among patients who received toco-lytic therapy for threatened labor: a cross-sec-tional study. J Matern Fetal Neonatal Med 2013; 26: 920–925.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
Erratum
In the article by Baños N, Migliorelli F, Posadas E, Ferreri J and Palacio M, entitled ‘Def-inition of failed induction of labor and its predictive factors: two unsolved issues of an everyday clinical situation’ [Fetal Diagnosis and Therapy 2015;38:161–169, DOI: 10.1159/000433429], the following changes in the author affiliations need to be added:
Núria Bañosa Federico Migliorellia Eduardo Posadasa Janisse Ferreria
Montse Palacioa, b
aBCNatal – Barcelona Center for Maternal-Fetal and Neonatal Medicine, Hospital Clínic and Hospital Sant Joan de Deu, Fetal i+D Fetal Medicine Research Center, IDIBAPS, Uni-versity of Barcelona, Barcelona, and bCentre for Biomedical Research on Rare Diseases (CIBER-ER), Spain
Furthermore, we would like to give a new email address ([email protected]) and we would like to add the following acknowledgments:
Acknowledgments
This publication has been funded with support of the Erasmus + Programme of the European Union (Framework Agreement No.: 2013-0040). This publication reflects the views only of the author, and the Commission cannot be held responsible for any use which may be made of the information contained therein. Additionally, the work was sup-ported by grants from The Cerebra Foundation for the Brain Injured Child (Carmarthen, Wales, UK), Obra Social ‘la Caixa’, Instituto de Salud Carlos III and Ministerio de Econo-mia y Competitividad (PI10/01308, EC07/90023) and Ministerio de Sanidad y Política Social (EC10-065, TRA-096), cofinanciados por el Fondo Europeo de Desarrollo Region-al de la Unión Europea ‘Una manera de hacer Europa’, Spain.
Dow
nloa
ded
by:
Was
hing
ton
Uni
vers
ity
19
8.14
3.32
.1 -
1/27
/201
6 4:
24:4
7 AM
61
Artículo 2
Clinical and sonographic model to predict cesarean delivery after induction of labor at term.
Migliorelli F, Baños N, Angeles MA, Rueda C, Salazar L, Gratacós E, Palacio M.
Fetal Diagn Ther. 2018 October 5. DOI: 10.1159/000493343.
Estado: Publicado.
Factor de impacto de la revista (2017): 1,813, 3r cuartil.
62
Original Paper
Fetal Diagn Ther
Clinical and Sonographic Model to Predict Cesarean Delivery after Induction of Labor at Term
Federico Migliorelli a Núria Baños
a Martina Aida Angeles a Claudia Rueda
a Laura Salazar
a Eduard Gratacós a, b Montse Palacio
a, b a
BCNatal – Barcelona Center for Maternal-Fetal and Neonatal Medicine (Hospital Clínic and Hospital Sant Joan de Déu), Fetal i+D Fetal Medicine Research Center, IDIBAPS, University of Barcelona, Barcelona, Spain; b Center for Biomedical Research on Rare Diseases (CIBER-ER), Barcelona, Spain
Received: June 15, 2018Accepted after revision: August 28, 2018Published online: October 5, 2018
Federico Migliorelli FalconeBCNatal | Barcelona Center for Maternal Fetal and Neonatal MedicineHospital Clínic de BarcelonaC/Sabino Arana, 1, ES–08028 Barcelona (Spain)E-Mail femigliorelli @ gmail.com
© 2018 S. Karger AG, Basel
E-Mail [email protected]/fdt
DOI: 10.1159/000493343
KeywordsMathematical model · Prediction · Induction of labor · Cesarean delivery · Ultrasonography · Cervical measurements
AbstractObjective: To develop a model combining clinical and sono-graphic features to predict the risk of cesarean delivery after the induction of labor (IOL). Methods: We designed a pro-spective observational study involving women admitted for IOL. The main outcome was defined as cesarean delivery due to failed IOL or arrest of labor. Several clinical and ultrasono-graphic variables were collected. Seventy percent of the sample was used to build the predictive model, using step-wise logistic regression, while the remaining sample was used for validation. The final model was estimated and cali-brated using all participants. Results: We analyzed 477 preg-nancies. The main outcome occurred in 102/477 (21.4%) women. The final model included previous vaginal delivery (odds ratio [OR] 0.088; 95% confidence interval [CI] 0.04–0.21), height (OR 0.904; 95% CI 0.87–0.94), body mass index before delivery (OR 1.084; 95% CI 1.02–1.15), ultrasono-graphic estimated fetal weight (OR 3.965; 95% CI 2.18–7.22),
and ultrasonographic cervical length (OR 1.065; 95% CI 1.04–1.09) as predictors. Area under the receiver operating char-acteristics curve was 0.826 (95% CI 0.78–0.87). For a 5% false-positive rate, the sensitivity, specificity, and positive and negative likelihood ratios were 44.1%, 94.9%, 8.7, and 0.59, respectively. Conclusion: Our model combining clinical and ultrasonographic features might offer individualized coun-seling regarding risk of cesarean delivery to women who are candidates for IOL. © 2018 S. Karger AG, Basel
Introduction
The induction of labor (IOL) is the medical procedure directed to trigger the mechanisms that will finally lead to delivery and is indicated when the risk of continuing the pregnancy outweighs the chance of complications for the mother or the newborn due to the IOL [1].
The incidence of this procedure has been continuous-ly rising, representing > 20% of deliveries in developed countries [2]. In fact, recent studies point to benefits of IOL in certain clinical scenarios, where it can even reduce the risk of cesarean delivery [3].
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Migliorelli/Baños/Angeles/Rueda/Salazar/Gratacós/Palacio
Fetal Diagn Ther2DOI: 10.1159/000493343
Currently, the Bishop score remains the gold standard to evaluate the uterine cervix prior to IOL [4], although there has been growing evidence reporting its low capac-ity to predict the risk of cesarean birth among these wom-en. For a score of 6, a sensitivity of 44% and a specificity of 78% have been reported [5].
The low performance of current tools motivated re-search into new clinical or sonographic markers, mainly focusing on the simplification [6] or modification [7] of the Bishop score, or evaluating the performance of sono-graphic characteristics such as cervical length or funnel-ing [8]. Despite the eager expectations about these mea-surements, it has not been possible to develop a useful tool able to predict the outcomes of IOL [8]. Several stud-ies have evaluated the association of biomarkers in math-ematical models, but, to date, none has succeeded in be-ing introduced in clinical practice [8–11].
We conducted a prospective study with the aim of de-veloping a reliable model combining clinical and sono-graphic features to predict the risk of cesarean delivery after IOL.
Materials and Methods
We designed a single-center, prospective and observational study, considering as eligible all women admitted for IOL to the Delivery Unit at the Hospital Clínic de Barcelona, Spain, between June 2014 and December 2015.
We consecutively included women with vertex pregnancies with a medical indication of IOL at term (i.e., > 37 weeks’ gesta-tion) due to maternal or fetal cause, for whom we were able to perform ultrasonographic evaluation at admission. Exclusion cri-teria were: maternal age < 18 years, regular uterine contractions, twin gestation, a contraindication for vaginal delivery, fetal death, induction for termination of pregnancy, or a patient’s refusal to participate.
Women were admitted at the delivery ward and asked to par-ticipate after reviewing the inclusion criteria. Before the onset of the induction, transvaginal ultrasound was performed. With the woman in lithotomy and after emptying her bladder, one of the researchers obtained a single image of a sagittal view of the uterine cervix, visualizing both external and internal os together with the fetal vertex, in the absence of uterine activity and fundal pressure. The image was saved without performing any measurements. Im-mediately afterwards, we estimated fetal weight by abdominal scan according to Hadlock’s equation [12] and saved this on a hard-drive, together with the images. Both scans were performed using a Voluson S6 ultrasound machine (GE Medical Systems, Milwau-kee, WI, USA) equipped with a transvaginal probe (2–10 MHz) and a curved linear transducer (3–7.5 MHz). All images were blinded to the physicians in charge.
IOL was conducted following local guidelines. If the Bishop score was < 7, we placed a transcervical Foley catheter inflated with 30 mL of saline solution, combined with (a) 50 μm oral misopros-
tol (Cytotec®, Pfizer, New York, USA) every 4 h (a maximum of 3 doses) or (b) subsequent administration of a dinoprostone 10-mg vaginal insert (Propess®, Ferring Pharmaceuticals, Germany), de-pending on the risk of adverse obstetrical outcomes due to uterine hyperstimulation (Appendix 1). Only prostaglandins were used if the membranes were ruptured. Cervical ripening is defined in local protocol as the accomplishment of cervical effacement and at least 4 cm dilatation. Any cervical ripening method was withdrawn fol-lowing the onset of labor (i.e., successful cervical ripening with regular contractions) or the morning after placement. If needed, IOL was continued using an intravenous perfusion of oxytocin, despite cervical status, adjusting administration to achieve 3–5 contractions every 10 min.
Cesarean delivery was indicated after failed IOL (i.e., the cervix was still unripe after the administration of any cervical ripening method and at least 12 h of oxytocin stimulation), due to the arrest of labor (i.e., unmodified local cervical conditions during 4 h after the onset of labor with adequate uterine activity), or because of an immediate need of delivery due to maternal or fetal compromise (Van Dillen’s grade 1 or 2 [13]). Surveillance was performed using fetal cardiotocography or fetal scalp-blood pH testing.
We collected the following variables from the maternal records: maternal age, ethnicity, previous vaginal or cesarean deliveries, height, weight before pregnancy and at admission, gestational age at admission, Bishop score, selected method for cervical ripening, main indication for IOL, mode of delivery, interval between the onset of IOL and delivery, and neonatal weight.
All sonographic images were analyzed once recruitment was completed. We measured cervical length and posterior cervical angle, and we assessed the presence of cervical funneling (defined as protrusion of the amniotic membranes of at least 5 mm into the internal cervical os), according to techniques described in previous reports [14–16]. We also retrieved the measurement of estimated fetal weight (EFW).
The main outcome was defined as cesarean delivery due to ei-ther failed IOL or arrest of labor, as defined before. Van Dillen’s grade 1 or 2 cesareans were excluded from the analysis, as we did not collect any variable related to maternal or fetal distress.
Data regarding maternal variables, image analysis, and out-comes were collected in an anonymized database, password-pro-tected, and only accessed by the researchers. All information re-garding predictive variables was obtained for the whole set of women.
We estimated the required sample size to develop a predictive model following the simulations made by Peduzzi et al. [17]. To adequately manage the abovementioned variables, we found it necessary to include 330 women. We increased our initial calcula-tion by 30% for validation purposes, and we added an additional 10% to compensate for the potential rate of Van Dillen’s grade 1 or 2 cesarean delivery. We estimated a 5% loss due to bad image acquisition or a refusal to participate. Hence, the required sample size was finally estimated in 494 participants.
Univariate analysis was performed using Student’s t test and Fisher’s exact test for continuous and categorical variables, re-spectively. The Bishop score was compared using the Wilcoxon rank-sum test. The intraclass correlation coefficient was used to evaluate agreement between the ultrasonographic EFW with neo-natal weight at delivery. The significance level was set at 0.05 (bi-lateral).
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Predicting Cesarean after IOL 3Fetal Diagn TherDOI: 10.1159/000493343
We trained the model with the first 70% of the recruited par-ticipants, while the remaining 30% were used for validation. To elaborate the predictive algorithm, we performed forward and backward stepwise logistic regression analysis with all studied vari-ables, using the training sample. Significance levels of 0.05 and 0.10 were used for the addition and removal of variables, respectively, and the results were presented as odds ratio (OR) and 95% confi-dence interval (CI). Goodness-of-fit of the model was evaluated using the Hosmer and Lemeshow test and Nagelkerke’s R2. Area under the receiver-operating characteristics (ROC) curve (AUC) was used to evaluate predictive capacity. Different AUCs were compared using the DeLong test.
To internally validate the model, we calculated the shrinkage of the predictive capacity by subtracting the AUC computed for the validation data from the AUC estimated for the training fraction. Validation was judged adequate if shrinkage was < 10%. We also ran bootstrapping resampling to obtain the bias-corrected AUC (2,000 repetitions). The coefficients for the definitive logistic re-gression model were finally calibrated using the full sample. Based on this last adjustment, we calculated the AUC, sensitivity, speci-ficity, and likelihood ratios for different cutoff points. All statistical analysis was performed using Stata v13.1 software (StataCorp, Col-lege Station, Texas, USA).
The local ethics and institutional review board approved the study protocol (registry ID HCP/2014/0407) and all participants provided their written informed consent.
Results
During the study period, we included 524 women. Forty-seven (9.0%) had a Van Dillen’s grade 1 or 2 cesar-ean delivery, leaving a total of 477 for analysis. Figure 1 displays the flow of participants throughout the study. Table 1 shows the baseline characteristics of the partici-pants, according to mode of delivery. The proportion of cesarean deliveries due to failed IOL or the arrest of labor was 21.4% (102/477). The table included in Appendix 2 shows no differences between the women finally recruit-ed for analysis and those who were not asked to partici-pate, as ultrasound facilities were not available at the time of IOL.
The main indication for IOL was maternal in 30.0% (143/477) of the women, mainly due to hypertensive dis-orders (46/143, 32.2%), diabetes (41/143, 28.7%), age > 40 years (29/143, 20.3%), pathology (16/143, 11.2%), and others (11/143, 7.7%). Fetal indications (334/477, 70.0%) comprised: gestational age > 41 weeks (181/334, 54.2%), suspected growth restriction (54/334, 16.2%), prelabor rupture of the membranes (38/334, 11.4%), antenatal
Total deliveries at center1 June 2014 –
31 December 2015(n = 5,005)
Induction of labor(n = 1,314)
Excluded:- Spontaneous onset of labor or presence of contractions at admittance (n = 3,192)- Planned cesarean deliveries (n = 499)
Participants fulfilling inclusioncriteria
(n = 526)
Excluded: Not meeting inclusion criteria- Twins (n = 21)- Women <18 years old (n = 5)- Fetal death or legal TOP (n = 66)- Singleton preterm deliveries (n = 50)- Unavailability of ultrasound facilities (n = 646)
Recruited participants(n = 524)
Excluded:- Refusal to participate (n = 2)
Women included in analysis(n = 477)
Excluded:- Grade 1 or 2 cesarean deliveries (n = 47)
Vaginal deliveries(n = 375)
Cesarean deliveries(n = 102)
Fig. 1. Flow of participants throughout the study. TOP, termination of pregnancy.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Migliorelli/Baños/Angeles/Rueda/Salazar/Gratacós/Palacio
Fetal Diagn Ther4DOI: 10.1159/000493343
nonreassuring status (36/334, 10.8%), and others (25/334, 7.5%).
The training of the predictive model was performed with the first 338 (70.1%) recruited participants, leaving 139 (29.9%) women for validation purposes. The main outcome occurred in 70/338 (20.7%) cases in the training set and in 32/139 (23.0%) participants from the validation cohort. Stepwise logistic regression analysis with all the collected variables resulted in a model of prediction which
included the following characteristics: previous vaginal delivery, height, body mass index (BMI) before delivery, and ultrasonographic EFW and cervical length. There was no evidence of a nonlinear association between the continuous predictors and the main outcome, and the se-lected algorithm had an adequate goodness-of-fit, ac-cording to a nonsignificant Hosmer and Lemeshow test (p = 0.29). The intraclass correlation coefficient for agree-ment between neonatal weight and EFW was 0.89.
Table 1. Baseline characteristics of recruited women undergoing IOL at term (excluding emergent cesarean deliveries)
Characteristic Vaginal delivery(n = 375)
Cesarean delivery(n = 102)
p value
Maternal age, years 34.0±5.3 33.3±5.0 0.22Ethnicity 0.06
Caucasian 273 (72.8) 62 (60.8)Hispanic 57 (15.2) 28 (27.5)Asian 33 (8.8) 10 (9.8)Black 8 (2.1) 1 (1.0)Other 4 (1.1) 1 (1.0)
Previous vaginal delivery 129 (34.4) 7 (6.9) <0.001Previous cesarean delivery 20 (5.3) 8 (7.8) 0.35Height, cm 164.1±6.5 160.8±7.9 <0.001Weight before pregnancy, kg 62.5±12.3 63.7±13.2 0.39BMI before pregnancy 23.2±4.2 24.6±4.5 0.004Weight before delivery, kg 75.7±12.4 78.6±13.3 0.045BMI before delivery 28.1±4.2 30.3±4.5 <0.001Weight gain during pregnancy, kg 13.2±5.2 14.8±6.1 0.007Hypertensive disorders 38 (10.1) 15 (14.7) 0.21Diabetes mellitus 46 (12.3) 12 (11.8) >0.99Gestational age at IOL, days 280.5±9.4 281.1±8.6 0.57Bishop score at admissiona 3 (2–4) 2 (1–4) <0.001Ultrasonographic characteristics
Estimated fetal weight, kg 3.26±0.5 3.51±0.5 <0.001Cervical length, mm 22.0±10.3 27.0±10.9 <0.001Presence of funneling 144 (38.4) 29 (28.4) 0.06Posterior cervical angle, degrees 127.9±26.7 130.9±29.9 0.33
Indications for IOLMaternalb 110 (29.3) 33 (32.4) 0.55Fetalc 265 (70.7) 69 (67.6) 0.55
Method of IOLTranscervical Foley catheter 265 (70.7) 77 (75.5) 0.39Misoprostol 256 (68.3) 59 (57.8) 0.06Dinoprostone 95 (25.3) 36 (35.3) 0.06
Time from IOL to delivery, min 1,201.2±539.8 1,583.8±451.9 <0.001Neonatal weight at delivery, kg 3.28±0.5 3.51±0.5 <0.001
Results are shown as n (%) or mean ± SD, except when indicated. BMI, body mass index; IOL, induction of labor.a Median (interquartile range).b Hypertensive disorders, maternal age >40 years, gestational or pregestational diabetes, intrahepatic cholestasis, previous adverse
obstetrical outcomes, nondiabetic endocrinological disorders, autoimmune diseases, psychiatric disorders, or other comorbidities.c A gestational age of >41 weeks, prelabor rupture of membranes, suspected fetal macrosomia or fetal growth restriction, antenatal
nonreassuring fetal status, fetal pathology, polyhydramnios, or anti-D isoimmunization.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Predicting Cesarean after IOL 5Fetal Diagn TherDOI: 10.1159/000493343
The AUC for the training and the validation samples was 0.8263 and 0.8259, respectively; shrinkage was there-fore 0.04%. After performing bootstrapping resampling, a bias-corrected AUC of 0.818 (CI 0.77–0.86) was achieved.
Final model coefficients and measures of association were calculated using the whole sample (477 partici-pants). Table 2 shows the adjusted OR (CI) of the vari-ables included in the definitive model. The equation to estimate the risk of cesarean delivery is:
Risk (%) = [1/(1+e–Y)] × 100, where Y = 7.004 – (2.435 if previous vaginal deliv-
ery) – [0.1012 × height (cm)] + [8.050 × 10–2 × BMI be- fore delivery (kg/m2)] + [1.377 × EFW (kg)] + [6.314 × 10–2 × cervical length (mm)]; R2 = 35.0%.
To illustrate the execution of the algorithm, a nullipa-rous woman with a BMI before delivery of 29.3 (height 160 cm), an EFW of 3,800 g, and a cervical length of 27 mm will have a risk of cesarean delivery of 52.8%. A woman with a previous vaginal delivery who weighs 60 kg, measures 165 cm (BMI 22), with an EFW of 3,500 g, and a cervical length of 23 mm will have a probability of cesarean birth of 1.67%.
Figure 2 shows the estimated ROC curves, calculated with the whole set of participants, for the definitive mod-el, with an AUC of 0.826 (95% CI 0.78–0.87), and for the Bishop score, with an AUC of 0.619 (95% CI 0.56–0.68) (p < 0.001).
Table 3 shows the sensitivity, specificity, and likeli-hood ratios (and 95% CI) for the Bishop score and the model, after setting the false-positive rate to 1, 5, and 10%. The contribution of each variable to the sensitivity values at false-positive rates of 5 and 10% is plotted in Figure 3.
Discussion
The issue of predicting outcomes of IOL has been wide-ly evaluated, but without being able to replace the Bishop score as the main tool to guide the decision-making pro-cess. The heterogeneity of definitions [9], populations [10, 18], designs, and methods of induction have been the main limitations to translate these findings to current clinical practice. Far from being an uncommon obstetrical proce-dure, the rate of IOL has been continuously rising [2], as
Table 2. OR for the variables included in the definitive model for the prediction of cesarean delivery
Variable OR (95% CI)
Previous vaginal delivery 0.088 (0.04–0.21)Height, cm 0.904 (0.87–0.94)BMI before delivery 1.084 (1.02–1.15)US estimated fetal weight, kg 3.965 (2.18–7.22)US cervical length, mm 1.065 (1.04–1.09)
OR, odds ratio; CI, confidence interval; BMI, body mass index; US, ultrasonographic.
1.00
0.75
0.50
0.25
0.25 0.501 – specificity
0.75
Sens
itivi
ty0
0 0
AUC model: 0.83 (0.78–0.87)AUC Bishop score: 0.62 (0.56–0.68)Reference
Fig. 2. Receiver-operating characteristics curve for the designed model and for the Bishop score, with their areas under the curve.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Migliorelli/Baños/Angeles/Rueda/Salazar/Gratacós/Palacio
Fetal Diagn Ther6DOI: 10.1159/000493343
the evidence points to an improvement of neonatal out-comes [19] without affecting the risk of cesarean deliv- ery [3].
We developed a model by simultaneously testing most of the parameters already described in previous works, using an adequately sized prospective sample. Our algo-rithm has an adequate diagnostic accuracy to predict the risk of cesarean delivery, increasing the predictive capac-ity of the mostly extended tool of pre-IOL assessment: the Bishop score. For a 5% false-positive rate, sensitivity, specificity, and positive and negative predictive values
were 44.1, 94.9, 70.3, and 86.2%, respectively, which is consistent with previous studies.
The prospective studies of Rane et al. [20] and Pere-grine et al. [18] integrated different clinical characteristics and the ultrasonographic measurement of cervical length. For a specificity of 99%, Rane published a sensitivity of 10% whereas, for the same false-positive rate, our model had a sensitivity of 20.6%. Likewise, Peregrine reported an AUC of 0.83, similar to the result of our model (0.826). Verhoeven et al. [10] tested these 2 algorithms in their population, concluding that both overestimated the risk
Table 3. Diagnostic accuracy for the prediction of the main outcome for different cutoff points for the Bishop score and the estimated logistic regression model
Cutoff Sensitivity Specificity PPV NPV +LR –LR
Bishop score≥6 6.9 (3.4–13.5) 89.3 (85.8–92.1) 14.9 (7.4–27.7) 77.9 (73.7–81.6) 0.6 (0.3–1.4) 1.0 (1.0–1.1)≥7 5.9 (2.7–12.2) 94.7 (91.9–96.5) 23.1 (11.0–42.1) 78.7 (74.7–82.2) 1.1 (0.5–2.7) 1.0 (0.9–1.0)
Estimated model≥67.5a 20.6 (13.9–29.4) 98.9 (97.3–99.6) 84.0 (65.3–93.6) 82.1 (78.3–85.3) 19.3 (6.8–55.0) 0.80 (0.73–0.89)≥49.0b 44.1 (34.9–53.8) 94.9 (92.2–96.7) 70.3 (58.2–80.1) 86.2 (82.5–89.2) 8.7 (5.3–14.2) 0.59 (0.49–0.70)≥39.4c 49.0 (39.5–58.6) 89.9 (86.4–92.5) 56.8 (46.4–66.7) 86.6 (82.9–89.7) 4.8 (3.3–6.9) 0.57 (0.47–0.69)
All cells include the value and their 95% confidence interval. Sensitivity, specificity, and predictive values are expressed as percentages. PPV, positive predictive value; NPV, negative predictive value; +LR, positive likelihood ratio; –LR, negative likelihood ratio.
a Cutoff for 1% false-positive rate. b Cutoff for 5% false-positive rate. c Cutoff for 10% false-positive rate.
00 5 10
10
20
30
40
50
Sens
itivi
ty, %
100 – specificity (false positive rate), %
BMI - AUC 0.65 (0.59–0.71)BMI | PVD - AUC 0.74 (0.69–0.79)BMI | PVD | Ht - AUC 0.76 (0.71–0.81)BMI | PVD | Ht | CL - AUC 0.80 (0.75–0.85)BMI | PVD | Ht | CL | EFW - AUC 0.83 (0.78–0.87)
Sensitivity = 44.1%Specificity = 94.9%
Sensitivity = 36.3%Specificity = 94.9%
Fig. 3. Fragments of the receiver-operating characteristics curves to illustrate the in-creasing sensitivity after setting the false-positive rate at 5 and 10% (vertical lines). These models arise from the sequential ad-dition of different variables according to their predictive capacity. The continuous line represents the definitive model. Grey rectangles show the values of sensitivity and specificity for the last 2 models, at a false-positive rate of 5%.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Predicting Cesarean after IOL 7Fetal Diagn TherDOI: 10.1159/000493343
of cesarean delivery, thereby highlighting their lack of ex-ternal validity. Our model has the same variables as that of Peregrine et al. [18], but with the addition of the EFW. The inclusion of this variable not only raises the predic-tive capacity from 0.80 to 0.83 within our sample, but also represents a nearly 8% increase in sensitivity for a fixed false-positive rate of 5% (Fig. 3).
Regarding clinical features, the history of previous vaginal deliveries has been correlated with lower cesarean delivery rates [21–23]. Within our model, this was the variable most associated with outcome. The other includ-ed characteristics were maternal height and BMI, which have also been reported as statistically related to cesarean birth [22, 23].
As discussed in many studies [22, 23], sonographic EFW was independently associated with outcome. The main limitations of this method are its operator depen-dence and the possible under- or overestimation of the real size of the newborn. However, there is evidence that sonographic estimation might be the best predictor of fu-ture birth weight [24] and we found our measurements reliable after evaluating their agreement with neonatal weight (intraclass correlation coefficient: 0.89).
Despite the fact that the evidence concerning the so-nographic measurement of cervical length emphasized its limited capacity to predict the outcome of IOL [8, 23, 25], we found a strong association between this measurement and the risk of cesarean delivery, so we included it in the model. We believe that the inclusion of continuous vari-ables without categorization, such as cervical length or EFW, aids the decision-making process, allowing for tai-loring the risk to each individual woman.
The Bishop score is still present in the vast majority of protocols to assess cervical conditions prior to IOL, in spite of many works showing its limitations as a predic-tive tool [23]. We evaluated its performance in our popu-lation and included it in the modeling process. Not only did we find that it was not correlated to the outcome, it also had poor predictive capacity.
The main strength of our study was its prospective de-sign, performing the analysis with the objective of predic-tion. Blinding the findings to the physicians conducting IOL increased the homogeneity of management, thereby reducing any information and selection bias. Moreover, our sample size allowed us to perform an internal valida-tion of our results using resampling methods, but also against a different cohort, as an attempt to reduce bias due to overfitting of the model.
The selection of cesarean delivery as the main outcome responded to the need of giving women and policy-mak-
er institutions understandable information about what can be expected when facing an IOL. The exclusion of grade 1 or 2 cesarean birth reduced the influence of un-controlled and sudden events in the mathematical shap-ing, which led to a more adjusted model but limited the capacity to counsel about the risk of a critical situation.
Our study also had some limitations. Excluding wom-en without ultrasonographic evaluation could represent a risk of selection bias. Nevertheless, the table included in Appendix 2 shows that this subpopulation was not differ-ent from the recruited women. Likewise, the fact that all deliveries were conducted at the same unit strengthens the homogeneity of the modeling, although it might represent a shortcoming for external validity of the algorithm. While our internal validation mechanisms showed promising re-sults, our work has yet to be tested under different clinical circumstances and induction procedures before the find-ings can be included in current management guidelines.
Concerning the clinical application of the model, while the estimation given by the predictive algorithm can be interpreted merely as a probability of outcome, most health providers will acknowledge the suggestion of a cut-off point to decide when the risk of failure is high enough to assume the procedure, hence avoiding IOL and offer-ing a planned cesarean surgery. In this particular case, an inadequate selection of cutoff points can lead to false-pos-itive predictions (i.e., a cesarean delivery for a woman who would have delivered vaginally) representing greater harm than false-negative estimations where IOL would be conducted following current guidelines, even when not achieving a vaginal delivery. Indeed, this decision should favor high-specificity cutoffs, such as those pre-sented in this study.
We believe that the information given by this tool can be used as an additional component of the decision-mak-ing process, according to the tolerance to false-positive predictions, hospital policies towards cesarean deliveries, and, above all, considering women’s individual opinions and circumstances. In our opinion, these strategies have to first be evaluated and validated.
The information provided by the algorithm may also balance the decision towards an expectant management when the indication (such as maternal age or obesity) does not fully outweigh the risk of the cesarean delivery. Whenever possible, while heightening fetal surveillance, a conservative strategy might lead to the onset of a spon-taneous birth, or to a subsequent situation where the pre-induction risk of cesarean birth drops enough to be ac-ceptable. The benefits of this strategy are beyond the fo-cus of this study and need to be explored.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Migliorelli/Baños/Angeles/Rueda/Salazar/Gratacós/Palacio
Fetal Diagn Ther8DOI: 10.1159/000493343
Research should also move towards novel biometrical tools, such as sonographic evaluation of the cervical con-sistency index [26, 27] or cervical textures [28, 29], as these are showing promising results in the field of predic-tion of spontaneous preterm birth.
In conclusion, our model can offer precise and indi-vidualized counseling to women who are candidates for IOL using clinical and simple sonographic features. Our findings should be validated in different populations and clinical settings.
Appendix 1
Characteristics of patients considered to lead to a high risk of adverse obstetrical outcomes due to uterine hyperstimulation (adapted from local IOL guidelines [1])
Appendix 2
Comparison of baseline characteristics between recruited wom-en and those not included, either because of the unavailability of ultrasound facilities (n = 646) or their refusal to participate in the study (n = 2)
Acknowledgements
This publication has been funded with the support of the Eras-mus + Programme of the European Union (framework agreement No. 2013-0040). This publication reflects the views only of the au-thor, and the Commission cannot be held responsible for any use which may be made of the information contained therein.
Disclosure Statement
The authors declare no conflicts of interest.
Funding Sources
An End of Residence Award “Emili Letang” (project No. 318_28_PFR_2014) was granted by the Hospital Clínic de Barce-lona, Research, Innovation and Education Directorate. A research grant in the area of Maternal and Fetal Medicine was given by the Fundación Dexeus – Salud de la Mujer.
References 1 Ehrenthal DB, Jiang X, Strobino DM. Labor induction and the risk of a cesarean delivery among nulliparous women at term. Obstet Gynecol. 2010 Jul; 116(1): 35–42.
2 Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJ, Driscoll AK, Drake P. Births: final Data for 2016. Natl Vital Stat Rep. 2018 Jan; 67(1): 1–55.
3 Wood S, Cooper S, Ross S. Does induction of labour increase the risk of caesarean section? A systematic review and meta-analysis of tri-als in women with intact membranes. BJOG. 2014 May; 121(6): 674–85.
4 Ramirez M, Ramin S; ACOG Committee on Practice Bulletins — Obstetrics. ACOG Practice Bulletin No. 107: induction of la-bor. Obstet Gynecol. 2009 Aug; 114(2 Pt 1):
386–97. 5 Kolkman DG, Verhoeven CJ, Brinkhorst SJ,
van der Post JA, Pajkrt E, Opmeer BC, et al. The Bishop score as a predictor of labor in-duction success: a systematic review. Am J Perinatol. 2013 Sep; 30(8): 625–30.
6 Ivars J, Garabedian C, Devos P, Therby D, Carlier S, Deruelle P, et al. Simplified Bishop score including parity predicts successful in-duction of labor. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol. 2016 Aug; 203: 309–14.
7 Elghorori MR, Hassan I, Dartey W, Abdel-Aziz E. A way to lend objectivity to Bishop score. J Obstet Gynaecol. 2006 May; 26(4):
311–6. 8 Hatfield AS, Sanchez-Ramos L, Kaunitz AM.
Sonographic cervical assessment to predict the success of labor induction: a systematic re-view with metaanalysis. Am J Obstet Gynecol. 2007 Aug; 197(2): 186–92.
Risk due to uterine overdistension– fetal macrosomia (an estimated fetal weight of >4 kg)– polyhydramnios (an amniotic fluid index >25 cm)– ≥4 previous deliveries– multiple pregnanciesRisk due to possible fetal compromise– intrauterine growth restriction– a small-for-gestational-age fetus– a gestational age of <34 weeks– severe preeclampsia– anhydramnios (an amniotic fluid index <2 cm) in the
absence of premature rupture of the membranesRisk due to uterine scars– previous cesarean delivery– previous myomectomy
Characteristic Recruited participants(n = 524)
Not included(n = 648)
p
Maternal age, years 33.9±5.2 34.0±5.5 0.72Previous vaginal delivery 148/524 (28.2) 186/648 (28.7) 0.90Previous cesarean delivery 33/524 (6.3) 50/648 (7.7) 0.36Height, cm 163.2±6.9 162.9±6.7 0.44Weight before pregnancy, kg 62.6±12.4 63.5±12.4 0.26BMI before pregnancy 23.5±4.3 23.9±4.6 0.09Gestational age at IOL, days 280.3±9.3 280.7±10.8 0.60Neonatal weight, kg 3.32±0.5 3.32±0.5 0.98Fetal gender, masculine 292/524 (55.7) 346/648 (53.4) 0.44Global cesarean delivery rate 149/524 (28.4) 199/648 (30.7) 0.40Cesareans due to failed IOL or labor arrest 102/524 (19.5) 152/648 (23.5) 0.10Van Dillen’s grade 1 or 2 cesarean 47/524 (9.0) 47/648 (7.3) 0.28
Results are shown as n/N (%) or mean ± SD. BMI, body mass index; IOL, induction of labor.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
Predicting Cesarean after IOL 9Fetal Diagn TherDOI: 10.1159/000493343
9 Baños N, Migliorelli F, Posadas E, Ferreri J, Palacio M. Definition of Failed Induction of Labor and Its Predictive Factors: Two Un-solved Issues of an Everyday Clinical Situa-tion. Fetal Diagn Ther. 2015; 38(3): 161–9.
10 Verhoeven CJ, Oudenaarden A, Hermus MA, Porath MM, Oei SG, Mol BW. Validation of models that predict Cesarean section after in-duction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol. 2009 Sep; 34(3): 316–21.
11 Levine LD, Downes KL, Parry S, Elovitz MA, Sammel MD, Srinivas SK. A validated calcula-tor to estimate risk of cesarean after an induc-tion of labor with an unfavorable cervix. Am J Obstet Gynecol. 2018 Feb; 218(2): 254.e1–7.
12 Hadlock FP, Harrist RB, Carpenter RJ, Deter RL, Park SK. Sonographic estimation of fetal weight. The value of femur length in addition to head and abdomen measurements. Radiol-ogy. 1984 Feb; 150(2): 535–40.
13 van Dillen J, Diesch M, Schutte J, Zwart J, Wolterbeek R, van Roosmalen J. Comparing grades of urgency for classification of cesare-an delivery. Int J Gynaecol Obstet. 2009 Oct;
107(1): 16–8.14 Kagan KO, Sonek J. How to measure cervical
length. Ultrasound Obstet Gynecol. 2015 Mar; 45(3): 358–62.
15 Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. The value of ultrasound in the prediction of successful induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol. 2004 Oct; 24(5): 538–49.
16 Doyle NM, Monga M. Role of ultrasound in screening patients at risk for preterm delivery. Obstet Gynecol Clin North Am. 2004 Mar;
31(1): 125–39.
17 Peduzzi P, Concato J, Kemper E, Holford TR, Feinstein AR. A simulation study of the num-ber of events per variable in logistic regression analysis. J Clin Epidemiol. 1996 Dec; 49(12):
1373–9.18 Peregrine E, O’Brien P, Omar R, Jauniaux E.
Clinical and ultrasound parameters to predict the risk of cesarean delivery after induction of labor. Obstet Gynecol. 2006 Feb; 107(2 Pt 1):
227–33.19 Gülmezoglu AM, Crowther CA, Middleton P,
Heatley E. Induction of labour for improving birth outcomes for women at or beyond term [Review]. Cochrane Database Syst Rev. 2012 Jun; 6(6):CD004945.
20 Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Models for the prediction of successful induction of labor based on pre-induction so-nographic measurement of cervical length. J Matern neonatal Med. 2005; 17(5): 315–22.
21 Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Pre-induction sonographic measure-ment of cervical length in prolonged pregnan-cy: the effect of parity in the prediction of in-duction-to-delivery interval. Ultrasound Ob-stet Gynecol. 2003 Jul; 22(1): 40–4.
22 Prado CA C, Araujo Júnior E, Duarte G, Quintana SM, Tonni G, Cavalli RC, et al. Pre-dicting success of labor induction in singleton term pregnancies by combining maternal and ultrasound variables. J Matern Fetal Neonatal Med. 2016 Nov; 29(21): 3511–8.
23 Crane JM. Factors predicting labor induction success: a critical analysis. Clin Obstet Gyne-col. 2006 Sep; 49(3): 573–84.
24 Goto E. Comparing the accuracy of maternal, clinical, and ultrasound estimations to predict birthweight: a meta-analysis. Acta Obstet Gy-necol Scand. 2017 Nov; 96(11): 1289–99.
25 Verhoeven CJ, Opmeer BC, Oei SG, Latour V, van der Post JA, Mol BW. Transvaginal sono-graphic assessment of cervical length and wedging for predicting outcome of labor in-duction at term: a systematic review and me-ta-analysis. Ultrasound Obstet Gynecol. 2013 Nov; 42(5): 500–8.
26 Parra-Saavedra M, Gómez L, Barrero A, Parra G, Vergara F, Navarro E. Prediction of pre-term birth using the cervical consistency in-dex. Ultrasound Obstet Gynecol. 2011 Jul;
38(1): 44–51.27 Baños N, Murillo-Bravo C, Julià C, Migliorel-
li F, Perez-Moreno A, Ríos J, et al. Mid-tri-mester sonographic cervical consistency in-dex to predict spontaneous preterm birth in a low-risk population. Ultrasound Obstet Gy-necol. 2018 May; 51(5): 629–36.
28 Baños N, Perez-Moreno A, Migliorelli F, Triginer L, Cobo T, Bonet-Carne E, et al. Quantitative Analysis of the Cervical Texture by Ultrasound and Correlation with Gesta-tional Age. Fetal Diagn Ther. 2017; 41(4): 265–72.
29 Baños N, Perez-Moreno A, Julià C, Murillo-Bravo C, Coronado D, Gratacós E, et al. Quantitative analysis of cervical texture by ultrasound in mid-pregnancy and associa-tion with spontaneous preterm birth. Ultra-sound Obstet Gynecol. 2018 May; 51(5): 637–43.
Dow
nloa
ded
by:
King
's C
olle
ge L
ondo
n
137.
73.1
44.1
38 -
10/6
/201
8 12
:25:
30 P
M
72
73
Artículo 3
Cervical consistency index and risk of cesarean delivery after induction of labor at term.
Migliorelli F, Rueda C, Angeles MA, Baños N, Posadas DE, Gratacós E, Palacio M.
Ultrasound Obstet Gynecol. 2019;53:798-803. DOI: 10.1002/uog.20152.
Estado: Publicado.
Factor de impacto de la revista (2017): 5,654, 1r cuartil.
74
Ultrasound Obstet Gynecol 2019; 53: 798–803Published online in Wiley Online Library (wileyonlinelibrary.com). DOI: 10.1002/uog.20152
Cervical consistency index and risk of Cesarean deliveryafter induction of labor at term
F. MIGLIORELLI1 , C. RUEDA1, M. A. ANGELES1, N. BANOS1 , D. E. POSADAS1,E. GRATACOS1,2 and M. PALACIO1,2
1BCNatal – Barcelona Center for Maternal-Fetal and Neonatal Medicine (Hospital Clınic and Hospital Sant Joan de Deu), Fetal i+D FetalMedicine Research Center, IDIBAPS, University of Barcelona, Barcelona, Spain; 2Center for Biomedical Research on Rare Diseases(CIBER-ER), Barcelona, Spain
KEYWORDS: biomarkers; cervical assessment; cervical consistency index; Cesarean delivery; induction of labor; mode ofdelivery; transvaginal ultrasound
ABSTRACT
Objective To evaluate the association between the cer-vical consistency index (CCI) and the risk of Cesareandelivery after planned induction of labor (IOL) at term.
Methods This was a prospective observational studyof women with a term singleton pregnancy admittedfor IOL due to maternal or fetal indication. Ultrasono-graphic images were obtained before IOL and CCI wascalculated offline once recruitment was completed. Themain outcome was defined as Cesarean delivery dueto failed IOL or arrest of labor. Cesarean deliveries indi-cated due to maternal or fetal compromise (Van Dillen’sgrade 1 or 2) were excluded from analysis. Univariatestatistical analysis was performed using Fisher’s exact testand Student’s t-test for categorical and continuous vari-ables, respectively. Multivariate analysis was performedusing logistic regression, including CCI and other vari-ables related to the main outcome. Intraclass correlationcoefficients were used to estimate intra- and interobserveragreement.
Results Of 510 women admitted for IOL during the studyperiod and for whom image quality was adequate, 46 wereexcluded due to emergency Cesarean delivery leaving 464pregnancies for analysis. Cesarean section due to failedIOL or arrest of labor was performed in 100/464 (21.6%)pregnancies. The mean CCI of women who underwentCesarean delivery was not significantly different fromthat in those who had vaginal delivery after IOL (70.1 ±12.3% vs 70.0 ± 13.1%; P = 0.94). Multivariate analysisalso showed absence of statistical association betweenCCI and Cesarean delivery for failed IOL or arrest oflabor. Intraclass correlation coefficients for intra- and
Correspondence to: Dr F. Migliorelli, BCNatal – Barcelona Center for Maternal Fetal and Neonatal Medicine, Hospital Clınic de Barcelona,C/Sabino Arana 1, 08028 Barcelona, Spain (e-mail: [email protected])
Accepted: 8 October 2018
interobserver agreement were 0.81 (95% CI, 0.66–0.89)and 0.86 (95% CI, 0.75–0.92), respectively.
Conclusion CCI does not seem to be associated with therisk of Cesarean delivery after IOL. Copyright © 2018ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd.
INTRODUCTION
Induction of labor (IOL) is one of the most commonobstetric procedures1. However, despite its high fre-quency, it has not yet been possible to identify factorsthat can predict accurately its outcome2. Bishop score3
is still the most widespread method for preinductionassessment4, but several studies have concluded that itis a poor predictor of IOL outcome5. Research is thusfocusing on other biomarkers able to identify women atrisk of failed IOL, which are based mainly on ultrasono-graphic features such as cervical angle, head position,head-to-perineum distance or angle of progression6–9.Among these, the most evaluated parameter is cervicallength, although results regarding its value as a predictorof IOL outcome are conflicting2,10. Thus far, none ofthese markers has succeeded in being included in currentclinical guidelines.
In an attempt to find new strategies to predict IOLoutcome, some researchers have turned their focus tothe assessment of the biomechanical properties of thecervix, mainly evaluating its deformability after theapplication of external pressure11. This was achievedby using vacuum-assisted devices12,13 or by evaluatingcervical elasticity using ultrasonography-based software(elastography), and it was shown that cervical consistencymight be related to the success of IOL14–16.
Copyright © 2018 ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd. ORIGINAL PAPER
Cervical consistency index and induction of labor 799
Based on this idea, Parra-Saavedra et al. described a newultrasonographic tool for assessing the dynamic propertiesof the cervix, the cervical consistency index (CCI)17.
CCI is an estimate of cervical softness, calculatedby dividing the anteroposterior diameter of the cervix,after applying pressure with the transvaginal probe untilmaximum deformation is achieved, by the anteroposteriordiameter at rest. When the tissue is softer, the increasingdifference between these two measurements results inlower CCI values; hence, CCI is directly proportional tocervical toughness.
CCI seems to be correlated negatively with gestationalage. Low CCI values in the first and second trimesterswere shown to be risk factors for preterm delivery,even allowing better prediction than cervical length17,18.However, the performance of this index has not yet beenassessed in the scenario of IOL.
Therefore, we conducted this prospective study withthe aim to evaluate the association between CCI and therisk of Cesarean delivery after planned IOL.
METHODS
This was a single-center prospective observational studyof all women admitted to the Hospital Clınic de Barcelonawith maternal or fetal indication for IOL between Januaryand August 2016. Inclusion criteria were women over 18years old with a live singleton pregnancy at term (i.e. > 37weeks) and absence of uterine contractions at admission.Women who declined participation or with inadequateultrasonographic images (i.e. when structures couldnot be recognized) were excluded. The study protocolwas approved by the local Institutional Review Board(Registry ID: HCP/2014/0407) and all participantsprovided written and signed informed consent.
Patients were admitted to the hospital and, if theymet the inclusion criteria, they were asked to participatein the study. Transvaginal ultrasonographic assessmentwas performed in all included patients by one of theauthors before the IOL procedure. Women were asked toempty their bladder before the examination. A set of twoimages was obtained: (1) a sagittal view of the uterinecervix on which the internal and external ora could beidentified clearly, obtained without exerting any pressurewith the probe (Figure 1a,c); and (2) the same sagittal viewobtained at maximum compression of the cervix using thetechnique described by Parra-Saavedra et al.17, accordingto which pressure is applied with the transvaginal probeon the cervix until no further deformation of the tissue isidentified (Figure 1b,d). All images were acquired using aVoluson S6 (GE Healthcare Ultrasound, Milwaukee, WI,USA) ultrasound machine equipped with a 2–10-MHztransvaginal transducer. All patients and clinicians incharge of the IOL were blinded to the ultrasound imagesand findings. Images were collected and saved in theiroriginal Digital Imaging and Communication in Medicine(DICOM) format. We did not perform any measurementat this stage.
IOL was conducted following local guidelines19. ForBishop score > 6, oxytocin was indicated. If Bishopscore was ≤ 6, cervical ripening was attempted by(1) oral administration of a misoprostol 50-µg tablet(Cytotec®, Pfizer, New York, NY, USA) every 4 h (upto three doses) or (2) application of dinoprostone 10-mgvaginal insert (Propess®, Ferring Pharmaceuticals, Kiel,Germany), depending on the risk of hyperstimulation19.Local protocol defines successful cervical ripening asthe accomplishment of cervical effacement and at least4 cm dilatation. Any cervical ripening method wasstopped the morning after placement or following onsetof labor, which was defined as progression of localcervical conditions in the presence of regular contractions.Oxytocin was used subsequently at the discretion ofthe attending physician, who adjusted administration toachieve from three to five contractions every 10 min.Cesarean delivery was performed following any of theseindications: (1) failed IOL (i.e. unsuccessful cervicalripening after 12 h of oxytocin stimulation, with threeto five contractions every 10 min); (2) arrest of labor(unmodified cervical conditions during 4 h after onset oflabor with adequate uterine activity); or (3) immediateneed for delivery (Van Dillen’s grade 1 or 220), aftermaternal compromise or non-reassuring fetal status. Fetalsurveillance was performed using fetal cardiotocographyor fetal scalp blood pH testing.
The main variable for analysis was CCI. To obtain theCCI value, one of the authors (C.R.) reviewed the imagesusing ImageJ 2.0 software (National Institutes of Health,Bethesda, MD, USA) and reproduced the proceduredescribed by Parra-Saavedra et al.17: (1) measurementof cervical length, defined by a longitudinal line acrossthe cervix, from the internal to the external os, asdescribed previously21; (2) localization of the midpointof the cervical-length line; and (3) measurement of theanteroposterior diameter of the cervix, perpendicular tothe cervical-length line, through its midpoint. The antero-posterior diameter was measured on both images of eachset, i.e. before (AP) and after (AP′) pressure was applied,and CCI was calculated as (AP′/AP) × 100 (Figure 1).
Main outcome was Cesarean delivery due to failed IOLor due to arrest of labor, as defined above. We excludedfrom analysis all Cesarean deliveries indicated due tomaternal or fetal compromise (Van Dillen’s grade 1 or 2),as we did not include any variable related to this situation.
In order to evaluate the association between CCI andthe main outcome in the presence of other variables,we retrieved the following data from medical records:maternal age, previous vaginal or Cesarean delivery,body mass index before delivery, gestational age andBishop score at admission, ultrasonographic cervicallength (as measured on the images used to calculateCCI), prelabor rupture of membranes and neonatalweight at birth. All information was collected oncerecruitment was completed, using a dedicated form. Datawere saved in a Microsoft Excel (Microsoft, Redmond,WA, USA) password-protected anonymized database,which was accessible by only the researchers. A full
Copyright © 2018 ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2019; 53: 798–803.
800 Migliorelli et al.
CL = 35.4 mm
AP = 36.4 mm
CL′ = 35.8 mm
AP′ = 24.1 mm
Figure 1 Example of images acquired from each woman in order to evaluate cervical consistency index (CCI). Images (a) and (b) are cleanversions (saved during examination) of images (c) and (d), respectively, in which measurements are illustrated. (a,c) Sagittal view of uterinecervix without application of external pressure; both internal and external cervical ora can be seen. (b,d) Sagittal view of uterine cervix afterapplying pressure with transvaginal probe until it is no longer possible to identify deformation. Cross calipers are placed on internal andexternal cervical ora and dashed line between them defines cervical length (CL). At midpoint of this line, anteroposterior diameter of cervixbefore (AP) and after (AP′) application of pressure is measured perpendicularly in each image (solid line with dotted calipers). In thisexample, CCI = (AP′/AP) × 100 = (24.1 mm/36.4 mm) × 100 = 66.2%. Dotted line delimits uterine cervix.
set of data was available for all women included inthe study.
Sample-size estimation was performed before com-mencement of recruitment. Assuming a Cesarean sectionrate of 25%, α risk of 5% and power of 90%, we cal-culated that 445 women were required to identify a CCIdifference of 5%.
Normality was evaluated visually using distributiondiagnostic plots and the Kolmogorov–Smirnov test.Univariate statistical analysis was performed usingFisher’s exact test for categorical variables and Student’st-test for continuous characteristics and results werepresented as n (%) and mean ± SD, respectively. Bishopscore and its components were compared using theWilcoxon rank-sum test and presented as median andinterquartile range. Multivariate analysis was performedusing logistic regression, including CCI and othervariables related to IOL outcome, and results were
presented as odds ratios with 95% CI. Assessmentof cervical consistency by vaginal exploration (withinBishop score) and CCI agreement were compared usingweighted Cohen’s κ coefficient for ordered categories,after categorizing CCI into terciles.
Inter- and intraobserver agreement was evaluated ina set of 40 pairs of images selected randomly usingcomputer software. The author (C.R.) who performed theinitial measurements of CCI repeated the image analysis6 months later. CCI was also calculated in these imagesby another author (F.M.). Both observers were blinded tothe previous measurements. The results were comparedusing intraclass correlation coefficient, with a two-wayrandom-effects model.
Statistical analysis was performed using Stata version13.1 software (StataCorp LP, College Station, TX, USA).The two-sided significance level was set at 0.05.
Copyright © 2018 ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2019; 53: 798–803.
Cervical consistency index and induction of labor 801
RESULTS
During the study period, a total of 510 women whofulfilled the inclusion criteria were admitted to ourcenter for IOL, of whom 46 had emergency Cesareandelivery due to maternal or fetal compromise (Van Dillen’sgrade 1 or 2). Therefore, 464 pregnancies were includedfor analysis. Figure 2 shows the flow of participantsthrough the study. Demographic characteristics of thestudy population are presented in Table 1.
Maternal indication for IOL occurred in 30.4%(141/464) of the women, due to hypertensive disorders
Admission for induction of labor(January to August 2016)
(n = 526)
Adequate image quality(n = 510)
Excluded (n = 16): • Declined to participate (n = 2) • Inadequate image quality for analysis (n = 14)
Included in analysis(n = 464)
Excluded due to emergencyCesarean delivery
(n = 46)
Vaginal delivery(n = 364)
Cesarean delivery(n = 100)
Figure 2 Flowchart showing inclusion in study of womenundergoing planned induction of labor.
(46/141, 32.6%), diabetes (40/141, 28.4%), age > 40years (29/141, 20.6%), medical conditions (18/141,12.8%) or other (8/141, 5.7%). Fetal indications forIOL occurred in 69.6% (323/464) of pregnancies andcomprised gestational age ≥ 41 weeks (164/323, 50.8%),suspected growth restriction (51/323, 15.8%), prelaborrupture of membranes (37/323, 11.5%), antenatalnon-reassuring status (36/323, 11.1%) and other (35/323,10.8%).
Mean CCI of the total cohort was 70.1 ± 12.9%.The main outcome (Cesarean delivery due to failedIOL or arrest of labor) occurred in 100/464 (21.6%)pregnancies, and these women had a mean CCI of70.1 ± 12.3%, which did not differ significantly from themean CCI of the vaginal-delivery group (70.0 ± 13.1%;P = 0.94). Furthermore, women who underwent Cesareansection due to failed IOL (46/100, 46.0%) had a meanCCI of 72.3 ± 10.9%, while those who had Cesareandelivery due to arrest of labor (54/100, 54.0%) had anaverage CCI of 68.3 ± 13.2% (P = 0.10). These values didnot differ significantly from the mean CCI in women whodelivered vaginally (P = 0.26 and P = 0.36, respectively).Logistic regression analysis also showed lack of statisticalassociation between CCI and Cesarean delivery due tofailed IOL or arrest of labor (Table 2).
Weighted Cohen’s κ coefficient for the agreementbetween cervical consistency evaluated by vaginal exam-ination and CCI was 0.04. Intraclass correlation coeffi-cients for intra- and interobserver agreement were 0.81(95% CI, 0.66–0.89) and 0.86 (95% CI, 0.75–0.92),respectively. Power of the analysis, according to our sam-ple size and findings, was 0.93.
DISCUSSION
We performed this study to evaluate the associationbetween an ultrasonographic index based on dynamic
Table 1 Baseline characteristics of 464 women who underwent planned induction of labor (IOL) at term, overall and according to mode ofdelivery
Mode of delivery
Characteristic All (n = 464) Vaginal (n = 364) Cesarean (n = 100) P
Maternal age (years) 33.9 ± 5.2 34.0 ± 5.3 33.3 ± 5.0 0.24Previous vaginal delivery 132 (28.4) 125 (34.3) 7 (7.0) < 0.01Previous Cesarean delivery 27 (5.8) 19 (5.2) 8 (8.0) 0.33BMI before delivery (kg/m2) 28.7 ± 4.4 28.2 ± 4.2 30.5 ± 4.5 < 0.01GA at admission (days) 280.5 ± 9.3 280.4 ± 9.4 280.9 ± 8.8 0.65GA ≥ 41 weeks 164 (35.3) 129 (35.4) 35 (35.0) > 0.99Indication for IOL
Maternal 141 (30.4) 108 (29.7) 33 (33.0) 0.54Fetal 323 (69.6) 256 (70.3) 67 (67.0) 0.54
Bishop score at admission 3 (2–4) 3 (2–4) 2.5 (1–4) < 0.01Cervical consistency (Bishop score) 1 (1–2) 1 (1–2) 1 (1–2) 0.30Cervical length (mm) 23.1 ± 10.6 22.0 ± 10.2 26.9 ± 11.0 < 0.01Prelabor rupture of membranes 38 (8.2) 31 (8.5) 7 (7.0) 0.84Unripe cervix before induction 447 (96.3) 352 (96.7) 95 (95.0) 0.38Cervical consistency index (%) 70.1 ± 12.9 70.0 ± 13.1 70.1 ± 12.3 0.94Neonatal weight (kg) 3.33 ± 0.5 3.29 ± 0.5 3.50 ± 0.5 < 0.01
Data are given as mean ± SD, n (%) or median (interquartile range). BMI, body mass index; GA, gestational age.
Copyright © 2018 ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2019; 53: 798–803.
802 Migliorelli et al.
Table 2 Multivariate logistic regression analysis for associationbetween cervical consistency index (CCI) and Cesarean delivery dueto failed induction of labor or arrest of labor (excluding urgentindications) in presence of other variables related to outcome
Characteristic Odds ratio (95% CI)
CCI (in %) 0.988 (0.968–1.008)Previous vaginal delivery 0.108 (0.045–0.258)BMI before delivery (in kg/m2) 1.119 (1.058–1.184)Bishop score at admission 1.010 (0.868–1.174)Cervical length (in mm) 1.060 (1.031–1.090)Neonatal weight (in kg) 2.769 (1.559–4.920)
BMI, body mass index.
measurements of the uterine cervix, the CCI, and therisk of Cesarean delivery after attempted IOL. Wewere not able to demonstrate an association betweenCCI values and Cesarean delivery in our population.However, we confirmed that measurement of this indexhas adequate inter- and intraobserver reproducibility(intraclass correlation coefficients of 0.86 and 0.81,respectively, in the present study), as has been shownin previous reports17,18. Cervical consistency as assessedby vaginal digital examination (Cohen’s κ coefficient of0.04) was not reproducible. Furthermore, neither Bishopscore nor CCI showed relevant association with theoutcome of IOL on logistic regression analysis.
The mechanisms behind the modifications that allowproper cervical effacement and dilatation before deliveryare not yet well understood. However, it seems thatremodeling begins early in pregnancy22–24, leading toprogressive decrease of cervical stiffness, even beforecervical shortening occurs25. Several researchers havefocused on the analysis of this biomechanical propertyusing aspiration devices13 or ultrasonographic tools.Among the latter, elastography is the most evaluatedtechnique. This method evaluates quantitatively theconsistency of the tissue by inducing motion of the cervixby applying pressure with the ultrasonographic probe.However, although the technique seems reproducible26,it lacks means of controlling the force applied to thecervix, which makes standardization of the measurementsdifficult. Consequently, even though relative comparisonof different regions is feasible, it is not possible to defineabsolute values of cervical consistency27.
To overcome this issue, Parra-Saavedra et al.17 designeda dynamic index that compares the cervical anteroposte-rior diameter at rest and on maximum compression, afterpressing the cervix with the transvaginal probe up to thepoint at which it is not possible to further modify itsmorphology. The ratio of the anteroposterior diameter atmaximum compression to that at rest is the CCI, whichcan be defined roughly as the proportion of remain-ing cervical thickness after compression. Therefore, theindex increases proportionally with the resistance of thecervix to deformation, meaning that higher CCI valuesrepresent tougher cervices. Although determination ofCCI has been shown to be reproducible17,18, the forcerequired to compress the cervix cannot be quantified,
as is the case in elastography. However, the definitionof the index ensures standardization of its measure-ment, as it requires achieving maximum deformation ofthe cervix by applying pressure with the probe. Thus,intermediate deformation would be irrelevant to themeasurement11,28.
Cervical consistency has been a matter of interestin the prediction of preterm birth or IOL outcome.Low CCI was shown to predict spontaneous pretermdelivery and to have better predictive performancethan cervical-length measurements17,18. With respect toIOL, the use of elastography for cervical assessmentdemonstrated promising results, correlating the stiffnessof the tissue surrounding the internal cervical os (asquantified using the elasticity index) with the success ofIOL14. We designed this study to evaluate the associationof cervical consistency, as quantified by CCI, with theoutcome of IOL, since this tool has not yet been testedin this scenario. We found a mean CCI of 70.1% in ourcohort, which is higher than the 45.6% reported for thethird trimester17. This difference might be attributed tothe definition of our study population, which includedwomen admitted for IOL (> 95% of them requiringcervical ripening). This definition selects women whowill probably not have spontaneous onset of labor,mostly represented by those admitted after 41 weeks ofpregnancy but also by those who were induced earlydue to medical complications of pregnancy. However,this assumption has to be confirmed by tracing normalitycurves for term pregnancies together with the analysis ofthe association between CCI and spontaneous onset oflabor.
Our findings did not show an association betweenCCI and the risk of Cesarean delivery after IOL, even inthe presence of other variables that were correlated withCesarean delivery. These variables (parity, body massindex, cervical length and neonatal weight) have beenstudied previously and have been associated with IOLoutcome2,29–34.
The main strength of this study is its prospective design,with an adequate sample size to allow analysis of theassociation between CCI and Cesarean delivery after IOL.The study did not interfere with the decisions related toIOL, as the women and the clinicians in charge of IOLwere both blinded to the results. To our knowledge, thisis the first work assessing the value of CCI in the contextof Cesarean delivery after IOL.
We acknowledge some limitations of our study. Itwas performed in a single institution, which may confinethe results to our setting. Furthermore, the wide rangeof indications, although representing clinical practice,constitutes a heterogeneous population, in which womenwho are expected to start labor spontaneously but areadmitted early for IOL (for maternal or fetal cause) arecombined with those who will eventually require IOL dueto lack of spontaneous onset of delivery. This might skewthe findings and could only be overcome by studyingnormal distributions throughout varied term gestationalages. The evaluation of the cervix was performed before
Copyright © 2018 ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2019; 53: 798–803.
Cervical consistency index and induction of labor 803
triggering IOL, according to common practice; however,this might represent a shortcoming for identifying theusefulness of CCI in predicting IOL outcome. In fact,the performance of CCI in a different phase of IOL hasnot been assessed. For example, if the modificationsoccurring after attempting cervical ripening are somehowassociated with the outcome of IOL, a second evaluationof the cervix would have to be performed after thisprocess in order to evaluate the change in CCI.
Finally, there are limitations owing to the techniqueof determining CCI. The angulation of the cervix mayinterfere with the force vector, thereby impeding theassessment of a true maximally compressed antero-posterior diameter. Also, the absolute value of tissuestiffness remains unknown and further studies arerequired to evaluate complementary features (such as thecombination with shear wave elastography11, in whichthe applied force is known).
Future research should first focus on characterizationof the population and the normal distribution; then, wewould be able to assess more accurately the utility of thistool and evaluate its contribution to predictive models.
In conclusion, CCI does not seem to be associatedwith the risk of Cesarean delivery after IOL at term.Further research is needed for a better understanding ofthe distribution and determinants of CCI in women withterm pregnancy.
ACKNOWLEDGMENTS
This project was supported financially by the Endof Residence Award ‘Emili Letang’ project number318_28_PFR_2014, granted by the Hospital Clınicde Barcelona, Research, Innovation and EducationDirectorate and by the Research grant in the areaof Maternal and Fetal Medicine given by the FundacionDexeus – Salud de la Mujer.
This publication was funded with support of theErasmus+ Program of the European Union (FrameworkAgreement number: 2013-0040). This publication reflectsthe views only of the authors, and the Commission cannotbe held responsible for any use that may be made of theinformation contained herein.
REFERENCES1. Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJ, Driscoll AK, Drake P. National Vital
Statistics Reports: Births: Final Data for 2016. Natl Vital Stat Reports 2018; 67:1–55.
2. Hatfield AS, Sanchez-Ramos L, Kaunitz AM. Sonographic cervical assessment topredict the success of labor induction: a systematic review with metaanalysis. AmJ Obstet Gynecol 2007; 197: 186–192.
3. Bishop EH. Pelvic scoring for elective induction. Obstet Gynecol 1964; 24: 266–268.4. Ramirez M, Ramin S. ACOG Practice Bulletin No. 107: Induction of labor. Obstet
Gynecol 2009; 114: 386–397.5. Kolkman DGE, Verhoeven CJM, Brinkhorst SJ, Van Der Post JAM, Pajkrt E, Opmeer
BC, Mol BJ. The Bishop score as a predictor of labor induction success: A systematicreview. Am J Perinatol 2013; 30: 625–630.
6. Gokturk U, Cavkaytar S, Danisman N. Can measurement of cervical length, fetalhead position and posterior cervical angle be an alternative method to Bishop scorein the prediction of successful labor induction? J Matern Fetal Neonatal Med 2015;28: 1360–1365.
7. Pereira S, Frick AP, Poon LC, Zamprakou A, Nicolaides KH. Successful induction oflabor: Prediction by preinduction cervical length, angle of progression and cervicalelastography. Ultrasound Obstet Gynecol 2014; 44: 468–475.
8. Eggebø TM, Heien C, Økland I, Gjessing LK, Romundstad P, Salvesen KA.Ultrasound assessment of fetal head–perineum distance before induction of labor.Ultrasound Obstet Gynecol 2008; 32: 199–204.
9. Verhoeven CJM, Mulders LGM, Oei SG, Mol BWJ. Does ultrasonographic foetalhead position prior to induction of labour predict the outcome of delivery? EurJ Obstet Gynecol Reprod Biol 2012; 164: 133–137.
10. Verhoeven CJM, Opmeer BC, Oei SG, Latour V, Van Der Post JAM, Mol BWJ.Transvaginal sonographic assessment of cervical length and wedging for predictingoutcome of labor induction at term: A systematic review and meta-analysis.Ultrasound Obstet Gynecol 2013; 42: 500–508.
11. Mazza E, Parra-Saavedra M, Bajka M, Gratacos E, Nicolaides K, Deprest J. In vivoassessment of the biomechanical properties of the uterine cervix in pregnancy. PrenatDiagn 2014; 34: 33–41.
12. Mazza E, Nava A, Bauer M, Winter R, Bajka M, Holzapfel GA. Mechanicalproperties of the human uterine cervix: An in vivo study. Med Image Anal 2006; 10:125–136.
13. Bauer M, Mazza E, Jabareen M, Sultan L, Bajka M, Lang U, Zimmermann R,Holzapfel GA. Assessment of the in vivo biomechanical properties of the humanuterine cervix in pregnancy using the aspiration test: A feasibility study. Eur J ObstetGynecol Reprod Biol 2009; 144 (Suppl 1): 77–81.
14. Swiatkowska-Freund M, Preis K. Elastography of the uterine cervix: implicationsfor success of induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol 2011; 38:52–56.
15. Swiatkowska-Freund M, Preis K. Cervical elastography during pregnancy: Clinicalperspectives. Int J Womens Health 2017; 9: 245–254.
16. Londero AP, Schmitz R, Bertozzi S, Driul L, Fruscalzo A. Diagnostic accuracy ofcervical elastography in predicting labor induction success: a systematic review andmeta-analysis. J Perinat Med 2016; 44: 167–178.
17. Parra-Saavedra M, Gomez L, Barrero A, Parra G, Vergara F, Navarro E. Predictionof preterm birth using the cervical consistency index. Ultrasound Obstet Gynecol2011; 38: 44–51.
18. Banos N, Murillo-Bravo C, Julia C, Migliorelli F, Perez-Moreno A, Rıos J, Gratacos E,Valentin L, Palacio M. Mid-trimester sonographic cervical consistency index topredict spontaneous preterm birth in a low-risk population. Ultrasound ObstetGynecol 2018; 51: 629–636.
19. Migliorelli F, Peguero A, Hernandez S, Palacio M, Figueras F, Arranz A. Protocoloinduccion del parto y metodos de maduracion cervical. Protoc Serv Med Matern HospClınic Barcelona 2014. https://medicinafetalbarcelona.org/protocolos/es/obstetricia/inducci%C3%B3n%20del%20parto.pdf
20. van Dillen J, Diesch M, Schutte J, Zwart J, Wolterbeek R, van Roosmalen J.Comparing grades of urgency for classification of cesarean delivery. Int J GynecolObstet 2009; 107: 16–18.
21. Heath VCF, Southhall TR, Souka AP, Novakov A, Nicolaides KH. Cervical lengthat 23 weeks gestation: relation to demographic characteristics and previous obstetrichistory. Ultrasound Obstet Gynecol 1998; 12: 304–311.
22. Word RA, Li XH, Hnat M, Carrick K. Dynamics of cervical remodeling duringpregnancy and parturition: Mechanisms and current concepts. Semin Reprod Med2007; 25: 69–79.
23. Timmons B, Akins M, Mahendroo M. Cervical remodeling during pregnancy andparturition. Trends Endocrinol Metab 2010; 21: 353–361.
24. Feltovich H, Hall TJ, Berghella V. Beyond cervical length: Emerging technologies forassessing the pregnant cervix. Am J Obstet Gynecol 2012; 207: 345–354.
25. Badir S, Mazza E, Zimmermann R, Bajka M. Cervical softening occurs early inpregnancy: Characterization of cervical stiffness in 100 healthy women using theaspiration technique. Prenat Diagn 2013; 33: 737–741.
26. Molina FS, Gomez LF, Florido J, Padilla MC, Nicolaides KH. Quantification ofcervical elastography: a reproducibility study. Ultrasound Obstet Gynecol 2012; 39:685–689.
27. Hernandez-Andrade E, Hassan SS, Ahn H, Korzeniewski SJ, Yeo L, Chai-worapongsa T, Romero R. Evaluation of cervical stiffness during pregnancy usingsemiquantitative ultrasound elastography. Ultrasound Obstet Gynecol 2013; 41:152–161.
28. Fruscalzo A, Schmitz R. Quantitative cervical elastography in pregnancy. UltrasoundObstet Gynecol 2012; 40: 612–613.
29. Rane SM, Pandis GK, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Pre-inductionsonographic measurement of cervical length in prolonged pregnancy: the effect ofparity in the prediction of induction-to-delivery interval. Ultrasound Obstet Gynecol2003; 22: 40–44.
30. Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. The value of ultrasound in theprediction of successful induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol 2004; 24:538–549.
31. Kawakita T, Reddy UM, Huang C-C, Auguste TC, Bauer D, Overcash RT. Predictingvaginal delivery in nulliparous women undergoing induction of labor. Am J Perinatol2018; 35: 660–668.
32. Pevzner L, Rayburn WF, Rumney PJ, Wing DA. Factors predicting successful laborinduction with dinoprostone and misoprostol vaginal inserts. Obstet Gynecol 2009;114: 261–267.
33. Prado CA de C, Araujo Junior E, Duarte G, Quintana SM, Tonni G, Cavalli R de C,Marcolin AC. Predicting success of labor induction in singleton term pregnancies bycombining maternal and ultrasound variables. J Matern Fetal Neonatal Med 2016;29: 3511–3518.
34. Gibson KS, Waters TP. Measures of success: Prediction of successful labor induction.Semin Perinatol 2015; 39: 475–482.
Copyright © 2018 ISUOG. Published by John Wiley & Sons Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2019; 53: 798–803.
81
RESULTADOS
82
83
6. RESULTADOS
6.1. Artículo 1. Definición del fracaso de inducción y de sus factores predictivos: dos problemas
no resueltos de la práctica clínica diaria (Definition of failed induction of labor and its predictive
factors: two unsolved issues of an everyday clinical situation)
Tras la primera criba de los resultados de la búsqueda de las publicaciones en las bases
de datos, se obtuvo el texto íntegro de 80 artículos. De estos, únicamente 7 incluían la definición
de fracaso de inducción como la imposibilidad de alcanzar la fase activa del parto (acortamiento
del cérvix y dilatación mínima de 4 cm en presencia o ausencia de un límite temporal). Bajo esta
definición, la tasa de cesárea es variable (1,8 - 15,1%). Sin embargo, debe destacarse que algunas
de las definiciones de fracaso de inducción no implicaban la realización de una cesárea.
Consecuentemente, un número no despreciable de mujeres conseguían un parto vaginal
después de considerarse que la inducción había fallado.
Respecto a los factores de predicción, no se han identificado variables capaces de
identificar al grupo de pacientes que no van a responder a la inducción y alcanzar la fase activa
del parto. El elemento que mejor asociación ha mostrado es la puntuación de Bishop, similar a
la medición de la longitud cervical medida por ecografía, aunque los diferentes resultados
entran en contradicción. Sin embargo, esta asociación no se traduce necesariamente en una
buena capacidad predictiva. En relación con las características maternas (incluyendo edad,
índice de masa corporal, peso, altura y etnia), la edad gestacional o las características
individuales de la puntuación de Bishop, los resultados son diversos, por lo que su asociación
con el fracaso de inducción, definido como la imposibilidad de alcanzar la fase activa, no ha sido
demostrada de manera sólida.
Finalmente, ni las determinaciones bioquímicas (como la phIGFBP-1† o la Fibronectina
fetal) ni las herramientas de estudio de las propiedades biofísicas del cérvix, como la
elastografía, han sido capaces de mostrar una asociación con el resultado estudiado. Existen
otros instrumentos diseñados para estudiar el cérvix. Sin embargo, estos están focalizados en el
estudio del riesgo de parto prematuro, por lo que aún se debe buscar si existe alguna asociación
entre estas y el desarrollo de la inducción del parto.
† Phosphorylated Insulin-like Growth Factor Binding Protein-1
84
6.2. Artículo 2. Modelo clínico y ecográfico para predecir el parto por cesárea después de la
inducción del parto a término (Clinical and Sonographic Model to Predict Cesarean Delivery
after Induction of Labor at Term)
Durante el período de reclutamiento, 524 mujeres fueron incluidas. Debido a las
cesáreas indicadas por riesgo vital materno o fetal, 47 participantes fueron excluidas, quedando
477 para el análisis. Entre estas, el resultado principal (parto por cesárea) ocurrió en 102 (21,4%).
Al comparar los dos grupos de mujeres, se vieron diferencias estadísticamente significativas
entre el grupo de parto vaginal y el de cesárea en relación a la existencia de partos vaginales
previos (34,4% vs. 6,9%, p<0,001), la altura (164,1±6,5 cm vs. 160,8±7,9 cm, p<0,001), el índice
de masa corporal antes del embarazo (23,2±4,2 kg/m2 vs. 24,6±4,5 kg/m2, p=0,004) y antes del
parto (28,1±4,2 kg/m2 vs. 30,3±4,5 kg/m2, p<0,001), así como en el peso materno antes del parto
(75,7±12,4 kg vs. 78,6±13,3 kg, p=0,045) y en la ganancia ponderal durante el embarazo
(13,2±5,2 kg vs. 14,8±6,1 kg, p=0,007). La puntuación de Bishop fue, asimismo, diferente para
ambos grupos (mediana 3 -rango intercuartil 2 a 4- vs. 2 -1 a 4-, p<0,001). Respecto a los
parámetros ecográficos, destacan el peso fetal estimado (3,26±0,5 kg vs. 3,51±0,5 kg, p<0,001)
y la longitud cervical (22,0±10,3 mm vs. 27,0±10,9mm, p<0,001). Finalmente, el tiempo entre el
inicio de la inducción y el parto (1201,2±539,8 min vs. 1583,8±451,9 min, p<0,001) y el peso
neonatal (3,28±0,05 kg vs. 3,51±0,5 kg, p<0,001) fueron dispares entre ambos grupos. El
coeficiente de correlación intraclase entre el peso fetal estimado por ecografía y el peso
neonatal fue de 0,89.
Todas las variables fueron incluidas en la creación del modelo, el cual fue elaborado con
el 70% de las participantes reclutadas. No hubo evidencia de asociación no lineal entre el
resultado predicho (probabilidad de cesárea) y los predictores continuos incluidos. El índice de
Hosmer y Lemeshow no fue significativo (p=0,29), mostrando una adecuada bondad de ajuste,
y el coeficiente R2 de Nagelkerke fue de 35%. El área bajo la curva ROC‡ del modelo en la cohorte
de entrenamiento fue de 0,8263, mientras que en la cohorte de validación fue de 0,8259, lo que
representa una pérdida en la capacidad predictiva del 0,04%.
El modelo final, calibrado con todas las participantes, presentó un área bajo la curva
ROC de 0,826 (IC§ 95% 0,78-0,87) que fue significativamente superior al área bajo la curva ROC
de la puntuación de Bishop (0,619, IC 95% 0,56-0,68, p<0,001). El modelo propuesto incluyó las
siguientes variables, exhibidas con sus odds-ratio (OR) y sus correspondientes intervalos de
confianza: parto vaginal previo (OR 0,088, IC 95% 0,04-0,21), altura (OR 0,904, IC 95% 0,87-0,94),
‡ Receiver-Operating Characteristics § Intervalo de confianza
85
índice de masa corporal antes del parto (OR 1,084, IC 95% 1,02-1,15), peso fetal estimado (OR
3,965, IC 95% 2,18-7,22) y longitud cervical ecográfica (OR 1,065, IC 95% 1,04-1,09). Según el
modelo, asumiendo un 5% de falsos positivos, la sensibilidad fue de 44,1% (IC 95% 34,9-53,8),
la especificidad de 94,9% (IC 95% 92,2-96,7) y los valores predictivos positivo y negativo
presentaron valores de 70,3% (IC 95% 58,2-80,1) y 86,2% (IC 95% 82,5-89,2), respectivamente.
6.3. Artículo 3. Índice de consistencia cervical y riesgo de cesárea después de la inducción del
parto a término (Cervical consistency index and risk of cesarean delivery after induction of labor
at Term)
Durante el período de estudio, 510 mujeres aceptaron participar. De estas, 46 tuvieron
una cesárea por riesgo vital materno o fetal, con lo que los datos de 464 participantes se
utilizaron para el análisis. El resultado principal (parto por cesárea) se produjo en 100 (21,6%)
embarazadas. Al comparar aquellas que parieron por vía vaginal con el grupo de cesáreas, se
observaron diferencias estadísticamente significativas respecto a la presencia de partos
vaginales previos (34,3% vs. 7,0%, p>0,01), en el índice de masa corporal antes del parto
(28,2±4,2 kg/m2 vs. 30,5±4,5 kg/m2, p<0,01), en la puntuación de Bishop (mediana 3 -rango
intercuartil 2 a 4- vs. 2,5 -1 a 4-, p<0,01), en la longitud cervical ecográfica (22,0±10,2 mm vs.
26,9±11,0 mm, p<0,01) y en el peso neonatal (3,29±0,5 kg vs. 3,50±0,5 kg, p<0,01). Sin embargo,
no se observaron diferencias en cuanto en relación con el índice de consistencia cervical
(70,0±13,1% vs. 70,1±12,3%, p=0,94). Este índice se comparó también entre las mujeres a las
cuales se les realizó una cesárea sin haber alcanzado la fase activa (46/100, 46,0%) y aquellas en
las cuales se estacionó el parto durante la primera o la segunda fase (54/100, 54,0%), sin hallarse
diferencias (72,3±10,9% vs. 68,3±13,2%, p=0,10). Asimismo, estos subgrupos presentaron
índices de consistencia similares que aquellas mujeres que parieron por vía vaginal (p=0,26 y
p=0,36, respectivamente). El análisis por regresión logística tampoco reveló una asociación
entre el índice estudiado y el parto vaginal después de la inducción del parto.
Al comparar el índice de consistencia cervical con la consistencia evaluada por tacto
vaginal, se vio que la concordancia era baja (índice de Kappa 0,04). Por el contrario, los
coeficientes de correlación intraclase, para evaluar la reproducibilidad inter e intraobservador
de la técnica, fueron de 0,81 (IC 95% 0,66-0,89) y 0,86 (IC 95% 0,75-0,92).
86
87
DISCUSIÓN
88
89
7. DISCUSIÓN
7.1. El interés de la predicción
La inducción del parto es un mecanismo obstétrico cuya incidencia ha ido aumentando
en los últimos años7. De hecho, la evidencia que muestra resultados perinatales más favorables
con este procedimiento que con el manejo expectante, en el contexto de determinadas
situaciones clínicas, seguirá aportando argumentos a favor de su incidencia creciente,
fundamentalmente en edades gestacionales inferiores a las 40 semanas8,38,217–221. Si bien sus
indicaciones están basadas en un adecuado balance de riesgos y beneficios -tanto para la madre
como para el feto/neonato-, este procedimiento es aún percibido por obstetras y embarazadas
como artificial, agresivo y responsable de un alto número de cesáreas222. Esto se debe a que la
inducción presentaba, en los primeros trabajos, peores resultados perinatales que el inicio
espontáneo del parto, estigmatizando así su aplicación223.
Aunque en el marco de los estudios contemporáneos este diseño se ha superado y la
inducción del parto se contempla como una actitud dirigida a reducir las complicaciones en
torno al nacimiento, los métodos utilizados apenas han cambiado y, en los últimos años, no ha
sido posible mejorar el número de partos vaginales conseguidos tras este procedimiento223. Esto
se traduce en que un mismo protocolo será aplicado a todas las gestantes, contemplando que
una misma fórmula debería funcionar de la misma manera para cada una de ellas, sin importar
sus características personales. Adicionalmente, previo al inicio del procedimiento, no
disponemos de herramientas que nos permitan informar sobre el pronóstico de la inducción.
Por lo tanto, nos enfrentamos a un procedimiento cuyo resultado es, por definición, incierto.
En este punto adquiere importancia el estudio de elementos que permitan predecir
adecuadamente el resultado de la inducción del parto. No solo para el conocimiento del riesgo
de fracaso, sino además porque esta información permite la individualización del manejo, ya
que los clínicos deben enfrentarse a pacientes con problemáticas y preguntas concretas, que
deben responder habitualmente con datos epidemiológicos. Las herramientas de predicción
permiten confeccionar un procedimiento centrado en la mujer, en el que se tengan en cuenta
sus características particulares, los riesgos personalizados y sus preferencias en términos del
impacto de la inducción sobre su salud y la de su hijo, permitiendo una discusión informada y
meditada sobre las opciones de las que se dispone llegado el momento de finalizar la gestación.
90
La capacidad de ajuste del pronóstico individualizado, además de facilitar la labor de los
actores clínicos, podría también presentar un impacto global sobre los resultados de la inducción
del parto, en términos de salud (al reducir las consecuencias adversas maternas y neonatales de
un procedimiento prolongado90–93,224), de impacto económico (costes del personal médico, de
los tratamientos y de la hospitalización103) y de la percepción de la población sobre el sistema
de salud, incidiendo, fundamentalmente, sobre las opiniones de las usuarias en cuanto a la
atención y manejo recibidos.
7.2. El resultado de la inducción
Frente al interés de la predicción, la primera pregunta que surge es la elección de qué
es lo que se quiere predecir. Diferentes trabajos han abordado la cuestión de buscar elementos
que permitan seleccionar adecuadamente a las mujeres en riesgo de fracaso de la inducción del
parto, sin que haya sido posible introducirlos en la práctica clínica habitual.
Entre las razones que explican la falta de aplicación práctica de la evidencia disponible
podría encontrarse la formulación misma del fracaso de la inducción del parto. Tras la revisión
de la literatura centrada en la predicción, el primer elemento que destaca es la gran
heterogeneidad a la hora de concretar qué se considera una inducción exitosa, sin que haya una
definición aceptada y generalizada. Así, la mayoría de los estudios consideran que la inducción
fracasa si finaliza mediante cesárea, mientras que otros trabajos preconizan la elección del inicio
de la fase activa como determinante para el éxito del procedimiento. Además, en varios casos,
la definición viene dada por un límite temporal, a partir del cual, independientemente de la vía
final del parto, se considera fracasada la inducción (Tabla 2)35,104–201.
Esta situación tiene un impacto directo a la hora de intentar resumir los hallazgos de
diferentes estudios y podría explicar el motivo por el cual los trabajos concluyen de manera
dispar a la hora de evaluar el mismo factor. A modo de ejemplo, una variable que se asocie de
manera adecuada con el inicio de la fase activa, pero no con la cesárea en fase de expulsivo, será
vista como una variable cuya asociación con el resultado de la inducción del parto es
controvertida (o nula), cuando el problema es que la óptica de evaluación conglomera dentro
de la definición de “fracaso” varias posibilidades muy desiguales entre sí que, como tales, serán
probablemente explicadas (y predichas) por conjuntos diferentes de variables.
Aunque la nomenclatura de los diferentes artículos las pueda equiparar, resulta
evidente que se trata de dos resultados diferentes: alcanzar la fase activa o finalizar mediante
cesárea. Como se ha propuesto por algunos autores, el objetivo de la inducción es llevar mujeres
91
que no están de parto a estarlo225, es decir, que hagan la transición de la fase latente a la fase
activa. A este hecho debe añadírsele que los mecanismos de inducción del parto
(fundamentalmente los de maduración cervical) se orientan a modificar las propiedades del
cérvix, mientras que estimulan la dinámica uterina de una manera secundaria. De esta manera,
definir el fracaso de inducción como la imposibilidad de alcanzar la fase activa parecería
responder de un modo fidedigno al objetivo exigible a este procedimiento.
Sin embargo, la mayoría de los autores escogen definir el éxito de la inducción como la
consecución de un parto por vía vaginal. Aunque este procedimiento, en sí mismo, influyese
sobre la necesidad de realizar una cesárea, esta puede venir determinada por otros factores
que, por un lado, no son fácilmente modificables (como la posición de la cabeza fetal, su grado
de flexión, el tamaño de la pelvis materna y la relación entre estos dos componentes, hecho que
acaba determinando la posibilidad de encajamiento de la presentación), y que, por el otro,
introducen factores que distorsionan la evaluación y la capacidad predictiva de cualquier
variable, sin estar ligados a los procedimientos relacionados con la inducción.
Merecen una mención aparte las definiciones que consideran el fracaso cuando no se
produce el resultado (sin importar su enunciación) antes de un determinado límite temporal
(por ejemplo, parto vaginal en 24 horas). Esta elección responde, probablemente, a una
necesidad del diseño estadístico, pero que carece de sentido a nivel clínico y conceptual.
Muchos de los artículos que utilizan esta definición reconocen que una proporción de mujeres
diagnosticadas de fracaso de inducción (al superar un tiempo definido sin conseguir el éxito)
acabarán pariendo por vía vaginal. Esto se traduce en una valoración conflictiva y difícil de
explicar: podemos encontrarnos con una mujer que, sin estar de parto, acaba dando a luz por
vía vaginal, pero que, como no lo ha hecho dentro de un determinado lapso temporal, es
catalogada como inducción fallida. Además del absurdo que esto supone, este planteamiento
introduce una nueva fuente de heterogeneidad en la evaluación del resultado, ya que acaba
mezclando mujeres que finalizan en cesárea con aquellas que, alargando los tiempos de espera,
consiguen un parto vaginal. Así, la utilización de límites de tiempo se traduce en un análisis
subóptimo y no debería contemplarse si no es con una justificación adecuada.
Con todo, la definición del fallo de inducción debería ser consistente con la definición
misma de la inducción del parto, que es conseguir la entrada a la fase activa gracias a los
métodos utilizados. Sin embargo, su utilización como resultado en la elaboración de modelos de
predicción plantea una serie de limitaciones. En primer lugar, la incidencia del evento. La
incidencia del fallo de inducción en nuestra serie, definido según lo propuesto, es inferior al 9%,
mientras que la tasa de cesáreas es superior al 20%. Esto no solo representa una desventaja a
92
nivel de construcción del modelo estadístico, sino que significa que la mayor parte de cesáreas
producidas en el transcurso de la inducción no van a producirse por fallos de inducción. Esto
tiene una repercusión directa sobre la aplicación práctica de los modelos de predicción: si bien
la utilización del fallo de inducción como evento a predecir responde mejor a la definición y
objetivo mismo del procedimiento, la mujer que debe someterse a estas técnicas (y
probablemente también su médico de referencia) agradecerá una definición práctica del evento
desfavorable.
Por lo tanto, la decisión sobre qué resultado debe utilizarse debe realizarse de acuerdo
con lo que se espera predecir. De hecho, dado que muchas variables se centran en la evaluación
de las condiciones del cérvix, alcanzar la fase activa representaría un resultado adecuado, ya
que pone de manifiesto la consecución de la maduración cervical y el haber iniciado el trabajo
de parto en una mujer que, previamente, no lo había comenzado. Sin embargo, otra de las
limitaciones es que la relevancia clínica de este evento es menor, fundamentalmente para las
mujeres -que estarán más interesadas en la vía del parto- y para el sistema de salud pública -el
cual mide índices de calidad en términos de tasas de cesáreas-. Desde este punto de vista,
utilizar el parto por cesárea como indicador del fracaso de la inducción sería un abordaje de
mayor interés, incluso aunque esté influenciado por otros factores diferentes del cérvix (muchos
de los cuales son aún impredecibles).
En conclusión, definir el éxito de la inducción como la consecución de la fase activa es
adaptar el resultado a la esencia del procedimiento. No obstante, si la aplicación clínica es el
objetivo final de la mayoría de las herramientas desarrolladas, la utilización de la cesárea para
hablar de la inducción fallida debería ser el evento que considerar.
7.3. Predictores individuales del éxito de la inducción del parto
Independientemente de la definición de éxito utilizada, cerca de 50 variables diferentes
han sido evaluadas con el objetivo de predecir el resultado de este procedimiento (Tablas 3 y 4).
Sin embargo, pese a la multitud de opciones propuestas, ningún protocolo contempla la
utilización de estas variables (con excepción de la puntuación de Bishop) como elemento de
valoración. De hecho, el problema de la predicción no está recogido en las guías clínicas actuales
y no se contemplan alternativas a la inducción basadas en las probabilidades de un mal
resultado.
La evaluación de las condiciones cervicales previas a la inducción del parto, resumidas
en la puntuación de Bishop, está destinada exclusivamente a la decisión sobre la necesidad de
93
maduración cervical y la elección del método correspondiente. Sin embargo, dado que esta
variable se recoge de manera sistemática antes de iniciar el procedimiento, diversos trabajos
han evaluado si la puntuación de Bishop estaba relacionada con el resultado final de la
inducción. Aún así, y pese a su elevada difusión, los resultados de los estudios son variables, y
las conclusiones de los metanálisis se inclinan por no recomendarlo como un elemento de
predicción141. Si bien es verdad que nuestras pacientes presentan puntuaciones de Bishop
diferentes según la vía del parto, la capacidad predictiva individual de esta variable dista de ser
aceptable (área bajo la curva ROC de 0,62) y, además, al ser confrontada con otros predictores
durante el proceso de modelado, fue eliminada de los modelos finales.
Fuera de la evaluación clínica del cérvix, se han buscado asociaciones entre diversas
características maternas y la probabilidad de éxito de la inducción del parto. Los rasgos
antropométricos han sido evaluados de manera exhaustiva, ensayándose elementos de
medición directa (como la altura o el peso), así como índices y variantes de estos, entre los que
se incluyen el índice de masa corporal y las modificaciones ponderales en diferentes momentos
del embarazo. Son varios los estudios que muestran relación entre estas variables124,189 y
diferentes definiciones del éxito de la inducción del parto, aunque, evaluados de manera
individual, los resultados son nuevamente insuficientes.
Al analizar nuestras participantes, tanto el peso como la altura estuvieron asociados, de
manera individual, con la probabilidad de parto por cesárea. Sin embargo, el análisis
multivariante mostró una mejor capacidad predictiva con el índice de masa corporal que con el
peso materno, situación derivada de la definición misma de índice, que condiciona,
posiblemente, un fenómeno de colinearidad entre las dos variables. No obstante, esta situación
no se repitió con la medida de la altura materna, que permaneció en el modelo final dándole
estabilidad. Esto podría deberse a que el índice de masa corporal es inversamente proporcional
al cuadrado de la altura, lo que permitiría la inclusión de ambas variables sin fenómenos de
interferencia.
Por otra parte, los antecedentes obstétricos han sido también evaluados en relación con
la inducción del parto. Así, las mujeres con partos vaginales previos conseguían partos por esta
misma vía en casi un 95% de las ocasiones. No es de extrañar, por lo tanto, que este factor
estuviese fuertemente relacionado con el éxito de la inducción y que, como tal, estuviese
incluido tanto en el nuestro como en otros modelos119,124,131,157,165,167,194,195,197, incluso
utilizándose como un elemento adicional que matiza la puntuación de Bishop, intentando
mejorar su capacidad predictiva.
94
En la misma línea, el antecedente de parto por cesárea podría condicionar el resultado
de la inducción de la misma manera que lo hace con el parto de inicio espontáneo, en el que
aumenta el riesgo de finalización por esta vía226. Sin embargo, en nuestra cohorte, el
antecedente se reparte de manera homogénea entre los dos grupos, lo cual está en la línea de
los pocos trabajos que han estudiado esta asociación133,169,189,195. De hecho, a pesar de que la
tasa de cesáreas está en aumento constante7 (y dentro del grupo de la inducción del parto, esto
no es una excepción), muchos autores prefieren excluir a las mujeres con este antecedente de
sus trabajos, lo que limita la generalización de sus hallazgos.
Algunas publicaciones han hallado una relación entre la edad gestacional en la que se
produce la inducción y el riesgo de fracaso de esta112,124,127,128,140,162,184,187,190,195,197,199,201. La base
teórica para esta asociación radicaría en la idea de que, cuanto más tarde en el embarazo, más
favorable será el cuello, más mecanismos previos al parto habrán sido puestos en marcha y, por
lo tanto, la probabilidad de éxito debería ser mayor. Sin embargo, no debe olvidarse que, dentro
del grupo de mujeres inducidas, la indicación más frecuente es la edad gestacional superior a
las 41 semanas (cerca del 35% en nuestra población). Esto significa que, aún cuando esta base
teórica pudiese ser cierta, una proporción elevada de mujeres llega a superar el término sin que
se hayan producido cambios que auguren un buen pronóstico, inevitablemente compensando
los potenciales beneficios de la edad gestacional avanzada. No es de extrañar, por tanto, que no
hubiésemos visto asociación entre la duración del embarazo y el resultado de la inducción del
parto.
Asimismo, nuestros datos han mostrado que la indicación del procedimiento (sea
materna, como la hipertensión o la diabetes, o fetal, como el retraso de crecimiento
intrauterino) no ha mostrado relación con la vía del parto, pese a lo que se ha visto en algunos
estudios155,184,190,197,199. En cualquier caso, sería necesario hacer un estudio exhaustivo sobre el
tema, dado que es muy probable que la heterogeneidad de las indicaciones sea muy extensa y,
por lo tanto, dé lugar a resultados difícilmente generalizables.
Por otra parte, la mayor parte de estudios que han evaluado el método de inducción
tampoco lo han relacionado con el éxito de la inducción del parto. Esta falta de asociación tiene
una interpretación optimista, por la cual, independientemente de la gran heterogeneidad de
protocolos utilizados, la elección del método de maduración cervical y de estimulación de la
dinámica uterina no influiría sobre la probabilidad de cesárea. Sin embargo, hay estudios que
muestran que determinados protocolos de inducción son más exitosos que otros49,84,227, por lo
que estas conclusiones podrían no ser válidas. Es probable que la solución a esta contradicción
esté en el diseño y objetivo de estos estudios. Por un lado, unos trabajos comparan los métodos
95
utilizando grupos homogéneos. En cambio, cuando se evalúa la capacidad de predicción, suele
tratarse de grupos heterogéneos en los que la designación del método de inducción es un
resumen de determinadas características maternas y fetales, que son las condicionan la elección
de los mecanismos utilizados. De esta forma, aun siendo probable que los métodos tengan una
influencia sobre el éxito de la inducción del parto, en las condiciones de utilización habitual
equivalen a un resumen imperfecto del conjunto de características tenidas en cuenta para su
selección y, por lo tanto, se comportan como una variable agrupadora que recoge factores con
un criterio no relacionado con el resultado del procedimiento, de manera que no es
sorprendente que no sea capaz de orientar la dirección que tomará el mismo.
Si bien el conjunto de características clínicas maternas evaluadas es extenso, este es
ampliamente superado por las diferentes opciones ecográficas planteadas. Siguiendo la estela
de la amplia difusión de la puntuación de Bishop, la mayoría de los trabajos han evaluado
múltiples rasgos del cérvix por ecografía transvaginal, tales como la presencia de funneling**, el
ángulo, la dilatación o diferentes áreas o volúmenes cervicales. Una vez más, mirados de manera
individual, los resultados son controvertidos y la capacidad predictiva de estas variables es muy
limitada.
Mención específica merece la medida ecográfica de la longitud cervical. El rendimiento
de esta herramienta ha sido tan evaluado como la puntuación de Bishop. A pesar de que la
evidencia hace hincapié en que la capacidad predictiva de esta determinación es
limitada141,169,228, en las dos muestras en las que estudiamos este parámetro encontramos una
asociación importante entre la longitud cervical y el éxito de la inducción del parto, definido
como la consecución del parto por vía vaginal. Así, este parámetro fue inevitablemente incluido
dentro del modelo de predicción final. En este punto, es importante remarcar que, si bien
muchos autores se inclinan por la categorización de esta medida, el modelo presentado incluye
la variable de manera continua (al no haber evidencia de asociación no linear entre el predictor
y el resultado). De esta manera, se permite la introducción del resultado específico para cada
paciente, lo que representa una ayuda adicional en el proceso de toma de decisiones ya que
permite ajustar el riesgo a cada mujer individual.
Además de las características maternas objetivadas mediante ecografía, también ha
habido interés en valorar al feto. Así, se ha buscado sin éxito si la posición de la cabeza o el sexo
estaban relacionados con el resultado de la inducción. Sin embargo, el estudio del peso fetal o
** El término funneling proviene del inglés, derivado de funnel, que significa embudo. Hace referencia a la visualización mediante ecografía de la apertura del orificio cervical interno.
96
neonatal ha sido discutido en varios trabajos, con resultados que apuntan en direcciones
opuestas112,118,143,146,149,154,155,156,158,161,163,164,124,165,168,171,173,176,177,179,184,189,190,127,195,198,200,201,128,129,135,
138,140,142. Es evidente que, a la hora de evaluar modelos de predicción del parto, el peso neonatal
es una variable inútil, ya que se obtiene una vez se ha producido el evento de interés. No
obstante, nuestros resultados muestran que su equivalente prenatal -el peso fetal estimado-
estaría asociado con la vía del parto tras la inducción. Si bien debe destacarse que este cálculo
es operador-dependiente y que puede resultar en infra o sobreestimaciones de las dimensiones
reales del neonato, existe evidencia que concluye que la evaluación ecográfica prenatal del peso
fetal podría utilizarse como el mejor predictor del peso neonatal229. A la par, nuestras
estimaciones representaron adecuadamente el espectro observado al nacimiento (coeficiente
de correlación intraclase de 0,89).
Finalmente, cabe destacar que, dentro de nuestra población, no se han objetivado
diferencias en referencia a otras variables ecográficas evaluadas de una forma relativamente
amplia en la literatura: la presencia de funneling y el ángulo cervical posterior.
7.4. Los modelos de predicción
Tras lo expuesto anteriormente, resulta evidente que ninguna variable es capaz, por sí
sola, de cumplir de manera aislada los requisitos necesarios para convertirse en una
herramienta de predicción fiable. Es por esto por lo que se plantea la necesidad de integrar
diferentes características en modelos más o menos complejos con capacidad predictiva
suficiente para acercarse a la posibilidad de disponer de una herramienta diagnóstica para el
problema clínico planteado.
Varios de los modelos publicados se han elaborado a partir de cohortes
retrospectivas160,187,194,195,197,199, lo que permite incluir un número elevado de pacientes, pero
que adolece de los problemas que supone trabajar con datos clínicos no recogidos para
investigación (en los que la fiabilidad de la información está comprometida). Además, dado que
la evaluación ecográfica no forma parte de los protocolos habituales de inducción del parto, la
mayoría de ellos no incluye variables evaluadas de esta manera. Esto supone una desventaja en
vistas de los resultados de los análisis multivariable -en los que la evaluación ecográfica del
cérvix se muestra superior a la evaluación clínica mediante la puntuación de Bishop119,131,157,165-
ya que la inclusión de casos finalizados no permite la evaluación de nuevas variables.
Si bien la mayoría de los algoritmos publicados presentan buenos datos de capacidad
predictiva (que oscilan en torno a áreas bajo la curva ROC de 0,80), la mayoría de ellos no
97
presentan datos de validación interna ni externa. La falta de validación interna impide valorar si
los modelos estás sobreajustados (overfitted), de manera que, como es esperable, se adaptan
bien los datos con los cuales fueron creados (valorado mediante una buena área bajo la curva
ROC), pero desconocemos si permiten identificar adecuadamente a otras pacientes en riesgo
dentro de la misma población. Asimismo, la falta de validez externa impide su exportación. Estas
situaciones suponen una limitación clara para la aplicación de estos resultados en la práctica
clínica. Por un lado, desconocer el comportamiento de los modelos dentro de las cohortes
iniciales frena la traducción práctica del trabajo de los investigadores sobre su propia población,
y por el otro, de manera aún más global, imposibilita la aplicación por parte de otros grupos que,
además, podrán argumentar diferencias poblacionales o en la aplicación del protocolo para
justificar la falta de adopción de estas nuevas herramientas.
En relación a los modelos para los cuales existen datos de validación, la calculadora
producida a partir de un diseño retrospectivo de Levine et al.197 se presenta con datos de
evaluación interna, confirmando los hallazgos. Sin embargo, el área bajo la curva es de 0,73, con
lo cual, la capacidad de predicción es limitada. Por otro lado, los algoritmos prospectivos de
Rane et al.124 y de Peregrine et al.131 integraron diferentes características clínicas con la medida
ecográfica de la longitud cervical, tras evaluar y descartar múltiples factores. Si bien la capacidad
predictiva publicada por los autores es buena, estos modelos fueron evaluados de manera
externa207,208 sobre poblaciones diferentes a las de creación y la conclusión ha sido, en todos los
casos, que ambos sobreestimaban el riesgo de cesárea.
Con el objetivo de intentar superar estas limitaciones, diseñamos un estudio que
evaluase de manera simultánea la mayoría de las variables descritas en trabajos previos,
utilizando una muestra adecuada y recogida de manera prospectiva, en la que además de previó
una cohorte posterior en la que validar los resultados. Así, elaboramos un algoritmo sencillo,
con variables de fácil recogida y con un área bajo la curva ROC de 0,826. La cohorte de validación
demostró una pérdida de capacidad predictiva inferior al 0,05%, con lo que, aparentemente, su
aplicación en la población de origen es factible.
Nuestro algoritmo incluyó las mismas variables que se consideraron para el modelo
presentado por Peregrine et al.131, con la excepción de la introducción del peso fetal estimado
por ecografía. Esta medición ya ha sido discutida previamente, pero debe destacarse que su
presencia dentro del modelo implica un aumento de la capacidad predictiva de 0,80 (en lugar
del 0,83 del algoritmo de Peregrine et al.) a 0,83. Además, si se fija la tasa de falsos positivos en
5%, la sensibilidad se incrementa un 8%. Asimismo, para una especificidad del 99%, la
sensibilidad se sitúa en torno al 20%, duplicando el valor presentado por Rane et al.124.
98
La limitación evidente de nuestro trabajo es la falta de demostración de su validez
externa, lo cual estaba fuera de los límites del diseño inicial. Si bien nuestros resultados nos
permitirían aplicar el algoritmo dentro del medio clínico en el que fue diseñado, la exportación
se encuentra restringida al desarrollo de estudios posteriores que evalúen si los datos son
extrapolables a poblaciones con otras características o a centros en los que las guías clínicas de
inducción del parto sean diferentes.
7.5. La interpretación del modelo y la elección de los puntos de corte
La utilización del modelo no implica grandes dificultades, ya que las características
antropométricas incluidas son habituales en la recogida de datos en la historia clínica obstétrica.
Además, las dos variables ecográficas (la longitud cervical y la estimación del peso fetal) son
medidas realizadas por los obstetras de manera rutinaria en el seguimiento del embarazo.
El resultado obtenido tras introducir los datos necesarios en el algoritmo equivale al
riesgo porcentual de que el procedimiento de inducción del parto finalice en cesárea. Si bien la
interpretación conceptual es sencilla, su aplicación supone responder a la cuestión sobre qué
valores deben suponer una modificación en la actitud clínica (independientemente de cuál sea
esta). Es decir, a pesar de disponer de una estimación de la probabilidad del éxito o fracaso de
la inducción (entendido, de ahora y hasta el final del texto, como la finalización mediante parto
vaginal o cesárea, respectivamente), la mayoría de los profesionales implicados en el manejo
obstétrico agradecerán la sugerencia de una categorización del resultado que permita clasificar
a sus pacientes, como mínimo, en embarazadas de bajo y alto riesgo de fracaso de inducción.
De esta forma se plantea la discusión sobre cuál debería ser el punto de corte óptimo
para la aplicación de una herramienta de este tipo. Esta dificultad se hace patente cuando se
analizan las conclusiones a las que llegan los autores de los diferentes modelos de predicción,
en los que se presentan los resultados, pero no se hacen propuestas concretas sobre su uso
práctico131,187,195,197,199. La primera aproximación implicaría la exploración de la curva ROC en
búsqueda del valor que optimice la sensibilidad y la especificidad. Sin embargo, a menos que
estuviésemos en presencia de una prueba diagnóstica capaz de identificar de manera perfecta
a los individuos (con área bajo la curva ROC del 100% y, por lo tanto, con un punto de corte para
el cual la sensibilidad y la especificidad sean del 100%), debe tenerse en consideración el coste
(no necesariamente económico) de las falsas clasificaciones.
En nuestro contexto, clasificar una paciente como de riesgo alto sería equivalente a decir
que presenta una probabilidad elevada de que su inducción fracase. Así, podrían ofrecérsele, en
99
una hipotética aplicación de la predicción, la posibilidad de evitar pasar por el procedimiento de
inducción y programar el parto mediante cesárea electiva. Es fácil deducir que, en este
escenario, la mala clasificación de las embarazadas supone diferentes consecuencias según la
dirección en la que se produzca el error: el falso positivo (realizar una cesárea electiva a una
paciente que pariría por vía vaginal) tiene una repercusión mayor que el falso negativo (en el
que una mujer, pese a estar mal clasificada, no habrá notado diferencia respecto a la conducta
clínica que hoy en día se considera estándar). De esta manera, la elección del punto de corte
debe estar obligatoriamente desbalanceada a favor de la reducción de los falsos positivos, lo
que se traduce en la elección de puntos de corte que maximicen los valores de especificidad, tal
y como se han presentado en nuestro trabajo. Así, fijando la tasa de falsos positivos en un 5%,
nuestro modelo presenta una sensibilidad del 44,1%, que mejora los resultados presentados por
Rane et al.119,124 (35,0% y 21,0%) y Laughlon et al.160 (18,8%) en sus respectivas publicaciones.
7.6. Nuevas herramientas: El Índice de Consistencia Cervical
De los resultados de los que disponemos hasta la fecha, y, sobre todo, del inmovilismo
presente en los métodos de evaluación utilizados en la mayoría de los protocolos de inducción
del parto, se deduce que muchas de las herramientas de las que disponemos son insuficientes
para modificar el paradigma actual de trabajo. Surge así la necesidad de buscar alternativas que
permitan avanzar en este terreno.
Basándose en la evidencia que muestra que el remodelado cervical se inicia en fases
tempranas del embarazo46,47,230 dando lugar a un descenso progresivo de la dureza del cérvix231,
diversos autores comenzaron a centrarse en el estudio de la consistencia cervical. Esta
característica biomecánica es uno de los parámetros ya incluidos en la puntuación de Bishop.
No obstante, su evaluación es mediante tacto vaginal y la atribución de un valor concreto
absolutamente subjetiva. A raíz de esto, en un intento de evaluar objetivamente esta propiedad,
se han utilizado dispositivos de aspiración211,231 o herramientas basadas en la ecografía, entre
las que destaca la elastografía cervical. Este método mide de manera cuantitativa la consistencia
del tejido induciendo el movimiento de las fibras del cérvix mediante la presión ejercida con la
sonda ecográfica transvaginal. Sin embargo, aunque esta técnica parece reproducible232, carece
de una manera de controlar la fuerza que se aplica sobre el tejido, lo que supone problemas a
la hora de estandarizar las medidas. Por lo tanto, comparar diferentes regiones dentro de un
mismo cérvix es factible, pero no es posible definir valores absolutos de consistencia233.
100
Con la idea de resolver este problema, Parra-Saavedra et al.214 diseñaron un índice
dinámico que compara el diámetro antero-posterior el cérvix en dos estados opuestos: en
situación basal y tras comprimirlo (mediante la sonda transvaginal) hasta que el punto en el que
se consigue la deformación máxima. El cociente entre los dos diámetros obtenidos define el
índice de consistencia cervical y se entiende como la proporción de grosor cervical remanente
tras la compresión máxima. Así, el índice es directamente proporcional a la dureza del tejido.
Como sucede con la elastografía, el método es reproducible214,215, pero carece de la posibilidad
de cuantificar la fuerza que se aplica sobre el tejido. Sin embargo, la ventaja del índice de
consistencia cervical es que su estandarización viene determinada por su definición: al ser
necesaria la máxima deformación para resolver el cociente, las fuerzas intermedias son
irrelevantes para la cuantificación209,234.
En el contexto de la inducción del parto, la elastografía ha correlacionado el análisis del
orificio cervical interno con el éxito del procedimiento162, mostrando que la consistencia cervical
podría tener un papel en la predicción del resultado. Así, nuestro objetivo fue evaluar el efecto
de esta característica, pero utilizando el índice de consistencia cervical. No obstante, no hemos
podido demostrar una asociación entre la vía del parto después de la inducción del parto y
nuestros valores de este índice.
Debe destacarse que la media del índice de consistencia cervical observado en nuestra
población fue del 70,1%, el cual supera ampliamente el 45,6% descrito para el tercer trimestre
del embarazo y rompe con la tendencia decreciente que presenta la curva de normalidad
descrita para todo el período inferior a 37 semanas por Parra-Saavedra et al.214. Este hecho, que
no deja de ser relevante, podría deberse a la definición de nuestra cohorte, en la cual se agrupan
mujeres ingresadas para inducción del parto (más del 95% de las cuales tendrán cuellos uterinos
inmaduros que requerirán el uso de métodos de maduración cervical). Estos criterios de
selección determinan una muestra que incluye mujeres que, probablemente, no iniciarán el
trabajo de parto de manera espontánea (representadas por aquellas ingresadas más allá de las
41 semanas de embarazo), así como aquellas que fueron inducidas de manera precoz por
complicaciones médicas del embarazo, sin oportunidad de iniciar los cambios que finalmente
desencadenarán los procesos y las modificaciones que derivan en el parto. Sin embargo, estos
enunciados no dejan de ser meras hipótesis, al carecer de curvas de normalidad que describan
el comportamiento de este índice más allá de las 37 semanas, así como del desconocimiento
sobre la relación entre la consistencia cervical y el inicio espontáneo del parto a término. Por lo
tanto, pese a esto y a la luz de nuestros resultados, no podemos asegurar que haya relación
entre el resultado de la inducción del parto y el índice de consistencia cervical.
101
7.7. Puntos fuertes y limitaciones de los estudios
El principal punto fuerte de los estudios es su diseño prospectivo, orientado al objetivo
pronóstico. Fundamentalmente, en el caso del modelo de predicción, el diseño estadístico se
sustenta en la intención de clasificar adecuadamente y de manera individualizada a las pacientes
desde el punto de vista de la creación de una herramienta diagnóstica, y no basado en una
simple descripción de las características de las cohortes. Además, en ambos casos, el tamaño de
la muestra ha sido calculado previo al estudio, por lo que resulta adecuado para poder elaborar
las conclusiones que se deriven de los análisis matemáticos.
En el caso de la elaboración del modelo de predicción, el volumen de mujeres reclutadas
para el estudio no solo permitió evaluar la validez interna del algoritmo mediante técnicas de
re-muestreo (bootstrapping), sino que, además, se previó la incorporación de un grupo de
embarazadas que, sin participar en el desarrollo matemático, permitieron evaluar el
comportamiento de la ecuación de manera prospectiva. A la luz de los resultados, esta prueba
sobre una nueva cohorte no solo permite destacar la validez interna de los resultados, sino que
también admite que el grado de sobreajuste (overfitting) del modelo es reducido.
Debe destacarse, por otro lado, que el estudio se llevó a cabo ocultando todos los
resultados tanto al equipo de cuidadores como a las mujeres involucradas, sin interferir en la
toma de decisiones ni en la aplicación de los protocolos de trabajo habituales. Esto permite
considerar que el manejo de las inducciones fue homogéneo, lo cual, junto al doble ciego,
reduce el riesgo de exposición a sesgos de información y de selección.
Como se ha comentado anteriormente, la elección de la vía del parto como resultado a
predecir responde a la necesidad de proporcionar una información comprensible sobre qué
esperar de cara al procedimiento de inducción, dirigida tanto a las mujeres como a los
profesionales (a los que están en contacto directo con la práctica clínica y a aquellos encargados
de elaborar las guías de manejo) y a las instituciones. Además, la exclusión de las cesáreas
urgentes, aunque evidentemente reduce el espectro de representatividad de la práctica clínica
habitual, reduce la influencia que los eventos no controlados y súbitos pueden tener sobre el
modelado matemático.
Por otro lado, los estudios también presentan ciertas limitaciones. En primer lugar, debe
considerarse el hecho de que el trabajo fuese realizado en un único centro. Si bien esto implica
la homogeneización del manejo, limita de manera evidente la validez externa y, por
consiguiente, la exportación de los resultados. De esta manera, aunque la validación interna fue
factible, el algoritmo debe ser evaluado en diferentes escenarios, sobre poblaciones con otras
102
características y en base a otros protocolos de inducción del parto, antes de que los hallazgos
puedan pasar a formar parte de las guías clínicas.
Asimismo, el amplio espectro de indicaciones (aun representando la práctica habitual)
define una población heterogénea dentro de los estudios, en la que mujeres en las cuales podría
esperarse un inicio espontáneo del parto y que son admitidas de forma precoz para inducción
(sea por causa materna o fetal) se mezclan con aquellas que son inducidas precisamente porque
los procesos que dan lugar al parto no han comenzado (representadas por el grupo de
embarazadas ingresadas alrededor de la semana 41). Como se ha comentado anteriormente,
son necesarios estudios de normalidad de los diferentes factores para entender este fenómeno
y comprender cómo afecta a la interpretación de los hallazgos.
El hecho de que las mujeres a las cuales no se les pudo realizar una ecografía al ingreso
fuesen excluidas supone un riesgo de que se hubiese producido un sesgo de selección. Sin
embargo, sus características basales no difirieron de aquellas presentadas por la cohorte
incluida, por lo que podría inferirse que los resultados no deberían verse afectados por este
hecho.
La evaluación de las embarazadas se realizó antes de iniciarse la inducción del parto, de
la manera en que se realizan habitualmente los estudios de este tipo. No obstante, el
comportamiento de estas herramientas en otros momentos del proceso no ha sido evaluado.
Por ejemplo, si las modificaciones ocurridas a nivel del cérvix tras finalizar la primera fase de
maduración cervical están asociadas de alguna manera al resultado de la inducción del parto,
una evaluación antes de comenzar con la estimulación mediante oxitocina (sea de forma aislada
o en comparación con la primera medición) podría aportar una información que los elementos
valorados no pueden mostrar si se utilizan únicamente en un momento concreto de la inducción,
limitando así su utilidad.
En último lugar, la técnica mediante la cual se evalúa el índice de consistencia cervical
presenta limitaciones específicas. Por un lado, la posible angulación del cérvix podría interferir
con el vector de presión, dificultando la evaluación del verdadero diámetro en máxima
compresión. Además, los valores absolutos de consistencia siguen siendo desconocidos, por lo
que hacen falta más estudios que evalúen otras herramientas que permitan determinarlos
(como sucede con la elastografía combinada con el estudio de la velocidad de las ondas de corte
emitidas a través del tejido -shear wave elastography-, en las que la fuerza aplicada es
conocida209,235).
103
7.8. Posibles aplicaciones y perspectivas de futuro
La cuestión que finalmente se plantea versa sobre la utilización práctica y directa de un
algoritmo como el que se ha presentado en este trabajo. Es evidente que, si la capacidad de
discernimiento diagnóstico de la herramienta fuese perfecta, la interpretación de la
probabilidad de éxito no supondría un problema: garantizado el parto vaginal, bastaría con
iniciar la inducción del parto y, ante una predicción desfavorable, se evitaría el procedimiento y
se propondría a la embarazada la realización de una cesárea electiva. Si se tiene en cuenta cierta
evidencia que indica que la inducción del parto presenta tasas más altas de cesáreas urgentes
(con el riesgo quirúrgico consecuente)223 que los partos espontáneos y que las cesáreas en curso
de parto implican mayor morbilidad materna que las electivas236, podría defenderse la idea de
que, en caso de presentar un riesgo elevado de fracaso, debería evitarse el procedimiento, aun
utilizando un modelo que no tuviese una capacidad predictiva absoluta.
Sin embargo, visto que la inducción no supone un aumento en sí mismo del número de
cesáreas (incluso puede representar una estrategia para reducirlas38,218,221), la información dada
por el algoritmo debería utilizarse como un componente adicional del proceso de toma de
decisiones, en el que deberían incluirse la tolerancia a los falsos positivos, la política respecto a
la tasa de cesáreas y, por encima de todo, la opinión individual y las circunstancias de cada
mujer, que determinan sus expectativas y quien finalmente es dueña de su embarazo y debe
ejercer el derecho de autonomía que la empodera.
Recientemente, diversos autores han presentado trabajos en los que concluyen que, en
determinados colectivos (como en las mujeres obesas219 o en las mayores de 40 años220), una
conducta activa que incluya la inducción del parto disminuye los riesgos perinatales. Además, la
inducción del parto antes de las 40 semanas parece disminuir las tasas de cesárea, si se compara
este actitud con aquellas mujeres que son manejadas de manera expectante38,218,221. Sin
embargo, estas cohortes han sido creadas de manera no seleccionada, por lo que la conducta
se aplica, en cierta forma, de manera indiscriminada. Por lo tanto, la predicción dada por el
modelo podría emplearse también como un argumento para orientar la decisión hacia una
conducta expectante cuando la indicación de la inducción no compensa completamente el
riesgo de cesárea, como podría ocurrir en las situaciones planteadas a la luz de la nueva
evidencia. Así, siempre que sea posible, mientras se intensifica la vigilancia fetal, una actitud
conservadora podría conducir al inicio espontáneo del parto o a una situación ulterior en la que
el riesgo de cesárea pre-inducción cayese lo suficiente como para ser aceptable. Aún así, este
planteamiento no deja de ser hipotético, de manera que estas estrategias deben aún ser
exploradas, evaluadas y validadas.
104
La continuación de este trabajo debería retomar el problema de la validación externa,
intentando evaluar la aplicabilidad de los hallazgos sobre poblaciones y escenarios clínicos
diferentes. Asimismo, la evaluación de las diferentes herramientas en fases intermedias del
proceso de inducción sigue siendo un terreno a explorar, ya que la evidencia en este aspecto es
aún limitada237. En relación con el índice de consistencia cervical, debe hacerse énfasis una vez
más en la falta de curvas de normalidad durante el término que sirvan como referencia para
estudios similares al presente. La caracterización de la distribución de normalidad ayudará a
entender la utilidad de esta herramienta y evaluar su contribución a los modelos de predicción.
Finalmente, el foco debe ponerse también sobre las nuevas herramientas desarrolladas
que incluyen las nuevas aplicaciones de la elastografía235 (que podrían permitir la cuantificación
absoluta de la consistencia del cérvix) y de las texturas cervicales238,239, entre otras, que están
mostrando resultados prometedores en el terreno de la predicción del parto prematuro
espontáneo.
105
CONCLUSIONES
106
107
8. CONCLUSIONES
8.1. Artículo 1
1. No existe una definición consensuada y aceptada de manera generalizada del éxito o el
fracaso de la inducción del parto.
2. La definición del fracaso de inducción debería ser consistente con el objetivo de la
inducción del parto, es decir, con la consecución de la fase activa del parto.
3. La definición del éxito de la inducción con mayor interés práctico y clínico es la obtención
del parto por vía vaginal.
4. Una definición estandarizada es un requisito esencial para para analizar y obtener
resultados sólidos, así como para comparar y agrupar las conclusiones de los diversos
trabajos.
5. Las variables clínicas tienen una capacidad baja para predecir el fracaso de la inducción.
6. El estado cervical es el predictor más importante del fracaso de inducción.
7. Son necesarios nuevos predictores del resultado de este procedimiento con el objetivo
de mejorar el manejo de las inducciones del parto.
8.2. Artículo 2
1. Un modelo que incluya el antecedente de partos vaginales, el índice de masa corporal,
la presencia de partos vaginales previos, la longitud cervical ecográfica y el peso fetal
estimado por ecografía permite predecir de manera adecuada la probabilidad de
cesárea tras la inducción del parto.
2. Este modelo ha sido validado dentro de la población en la cual se generó.
3. Este algoritmo puede ofrecer consejo individualizado y preciso a las mujeres candidatas
a la inducción del parto, utilizando mediciones ecográficas y clínicas utilizadas de forma
corriente en la práctica clínica habitual.
8.3. Artículo 3
1. El índice de consistencia cervical no parece estar relacionado con el riesgo de cesárea
después de la inducción del parto.
2. Es necesario estudiar las curvas de normalidad de este índice después de las 37
semanas, con el objetivo de entender la distribución y los condicionantes del índice de
consistencia cervical en mujeres con embarazos a término.
108
109
REFERENCIAS
110
111
9. REFERENCIAS
1. Jukic AM, Baird DD, Weinberg CR, McConnaughey DR, Wilcox AJ. Length of human pregnancy
and contributors to its natural variation. Hum Reprod. 2013;28(10):2848-2855.
doi:10.1093/humrep/det297.
2. Harrison JM. The initiation of labour: physiological mechanisms. Br J Midwifery. 2000;8(5):281-
286. doi:10.12968/bjom.2000.8.5.8133.
3. Hanley GE, Munro S, Greyson D, Gross MM, Hundley V, Spiby H, Janssen PA. Diagnosing onset of
labor: A systematic review of definitions in the research literature. BMC Pregnancy Childbirth.
2016;16(1):1-11. doi:10.1186/s12884-016-0857-4.
4. Boulvain M, Marcoux S, Bureau M, Fortier M. Risks of induction of labour in uncomplicated term
pregnancies. Paediatr Perinat Epidemiol. 2001;15(2):131-138. doi:10.1046/j.1365-
3016.2001.00337.x.
5. Dublin S, Lydon-Rochelle M, Kaplan RC, Watts DH, Critchlow CW. Maternal and neonatal
outcomes after induction of labor without an identified indication. Am J Obstet Gynecol.
2000;183(4):986-994. doi:10.1067/mob.2000.106748.
6. Ehrenthal D, Jiang X, Strobino D. Labor induction and the risk of a cesarean delivery among
nulliparous women at term. Obstet Gynecol. 2010;116(1):35-42.
doi:10.1097/AOG.0b013e3181e10c5c.
7. Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJK, Driscoll AK, Patrick Drake M. Births: Final Data for 2017.
Natl Vital Stat Reports. 2018;67(8):1-50.
8. Dublin S, Johnson KE, Walker RL, Avalos LA, Andrade SE, Beaton SJ, Davis RL, Herrinton LJ,
Pawloski PA, Raebel MA, Smith DH, Toh S, Caughey AB. Trends in Elective Labor Induction for Six
United States Health Plans, 2001–2007. J Women’s Heal. 2014;23(11):904-911.
doi:10.1089/jwh.2014.4779.
9. Rayburn WF, Zhang J. Rising rates of labor induction: Present concerns and future strategies.
Obstet Gynecol. 2002;100(1):164-167. doi:10.1016/S0029-7844(02)02047-1.
10. Ventura SJ, Martin JA, Taffel SM, Mathews TJ, Clarke SC. Advance Report of Final Natality
Statistics, 1992. Mon Vital Stat Rep. 1994;43(5 Suppl):1-88.
11. Martin JA, Hamilton BE, Ventura SJ, Menacker F, Park MM, Sutton PD. Births: Final Data for
2001. Natl Vital Stat Reports. 2002;51(2):1-104.
12. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Menacker F, Munson ML. Births: Final Data for
2002. Natl Vital Stat Reports. 2003;52(10):1-116.
13. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Menacker F, Munson ML. Births: Final Data for
2003. Natl Vital Stat Reports. 2005;54(2):1-116.
14. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Menacker F, Kirmeyer S. Births: Final Data for
2004. Natl Vital Stat Reports. 2006;55(1):1-102.
15. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Menacker F, Kirmeyer S, Munson ML. Births:
112
Final Data for 2005. Natl Vital Stat Reports. 2007;56(6):1-104.
16. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Menacker F, Kirmeyer S, Mathews TJ. Births:
Final Data for 2006. Natl Vital Stat Reports. 2009;57(7):1-104.
17. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Mathews TJ, Kirmeyer S, Osterman MJK. Births:
Final Data for 2007. Natl Vital Stat Reports. 2010;58(24):1-86.
18. Martin JA, Hamilton BE, Sutton PD, Ventura SJ, Mathews TJ, Osterman MJK. Births: Final Data for
2008. Natl Vital Stat Reports. 2007;56(6):1-104.
19. Martin JA, Brady MPH;, Hamilton E, Ventura SJ, Michelle MA;, Osterman JK, Kirmeyer S,
Mathews TJ, Wilson EC. Births: Final Data for 2009. Natl Vital Stat Reports. 2011;60(1):1-72.
20. Martin JA, Hamilton BE, Ventura SJ, Osterman MJKS, Wilson EC, Mathews TJ. Births: Final Data
for 2010. Natl Vital Stat Reports. 2010;61(1):1-72.
21. Stephanie J. Ventura, Martin JA, Taffel SM, Mathews TJ, Clarke SC. Advance Report of Final
Natality Statistics, 1993. Mon Vital Stat Rep. 1995;44(3 Suppl):1-88.
22. Martin JA, Hamilton BE, Ventura SJ, Osterman MJ, Mathews T. Births: Final Data for 2011. Natl
Vital Stat Reports. 2013;62(1):1-35.
23. Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJKS, Curtin SC, Mathews TJ. Births: Final Data for 2012. Natl
Vital Stat Reports. 2013;62(9):1-68.
24. Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJKS, Curtin SC, Mathews TJ. Births: Final Data for 2013. Natl
Vital Stat Reports. 2015;64(1):1-68.
25. Hamilton BE, Martin JA, Osterman MJK, Curtin SC, Mathews TJ. Births: Final Data for 2014. Natl
Vital Stat Reports. 2015;64(9):1-64.
26. Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJKS, Driscoll AK, Mathews TJ. Births: Final Data for 2015.
Natl Vital Stat Reports. 2017;66(1):1-70.
27. Martin JA, Hamilton BE, Osterman MJ, Driscoll AK, Drake P. Births: Final Data for 2016. Natl Vital
Stat Reports. 2018;67(1):1-55.
28. Ventura SJ, Martin JA, Mathews TJ, Clarke SC. Advance Report of Final Natality Statistics, 1994.
Mon Vital Stat Rep. 1996;44(11 Suppl):1-88.
29. Ventura SJ, Martin JA, Curtin SC, Mathews TJ. Report of Final Natality Statistics, 1995. Mon Vital
Stat Rep. 1997;45(11 Suppl):1-84.
30. Ventura SJ, Martin JA, Curtin SC, Mathews TJ. Report of Final Natality Statistics, 1996. Mon Vital
Stat Rep. 1998;46(11 Suppl):1-99.
31. Ventura SJ, Martin JA, Curtin SC, Mathews TJ. Births: Final Data for 1997. Natl Vital Stat Reports.
1999;47(18):1-96.
32. Ventura SJ, Martin JA, Curtin SC, Mathews TJ, Park MM. Births: Final Data for 1998. Natl Vital
Stat Reports. 2000;48(3):1-100.
33. Ventura SJ, Martin JA, Curtin SC, Menacker F, Hamilton BE. Births: Final Data for 1999. Natl Vital
Stat Reports. 2001;49(1):1-100.
34. Martin JA, Hamilton BE, Ventura SJ, Menacker F, Park MM. Births: Final Data for 2000. Natl Vital
113
Stat Reports. 2002;50(5):1-104.
35. Johnson DP, Davis NR, Brown AJ, Kirk EP, Enbom J, Lagrew D. Risk of cesarean delivery after
induction at term in nulliparous women with an unfavorable cervix. Am J Obstet Gynecol.
2003;188(6):1565-1572. doi:10.1067/mob.2003.458.
36. Wood S, Cooper S, Ross S. Does induction of labour increase the risk of caesarean section? A
systematic review and meta-analysis of trials in women with intact membranes. BJOG.
2014;121(6):674-685. doi:10.1111/1471-0528.12328.
37. Yeast D. J, Jones A, Poskin M. Induction of labour and the relationship to caesarean delivery: A
review of 7001 consecutive inductions. Am J Obs Gynecol. 1999;180(3):628-633.
doi:10.1016/S0002-9378(99)70265-6.
38. Grobman WA, Rice MM, Reddy UM, Tita ATN, Silver RM, Mallett G, Hill K, Thom EA, El-Sayed YY,
Perez-Delboy A, Rouse DJ, Saade GR, Boggess KA, Chauhan SP, Iams JD, Chien EK, Casey BM,
Gibbs RS, Srinivas SK, Swamy GK, Simhan HN, Macones GA. Labor Induction versus Expectant
Management in Low-Risk Nulliparous Women. N Engl J Med. 2018;379(6):513-523.
doi:10.1056/NEJMoa1800566.
39. Ramirez M, Ramin S. ACOG Practice Bulletin No. 107: Induction of labor. Obstet Gynecol.
2009;114(2 Pt 1):386-397. doi:10.1097/AOG.0b013e3181b48ef5.
40. Alfirevic Z, Baxter J, Calder A, Green J, Markham C, McCormick C, Shehata H, Smales Hill S,
Stewart M, Tubman R. NICE Guidelines: Inducing labour. 2008:1-33.
41. Hernández S, Figueras F, Canto M, Casellas M, Del Rio M, Goncé A, Julve R, Roma E, Serra B,
Vives A. Protocol SCOG: Finalització de la gestació.
42. SEGO. Protocolos SEGO: Inducción del parto. Progresos Obstet y Ginecol. 2016;58(1):54-64.
doi:10.1016/j.pog.2014.11.002.
43. Hernández S, Peguero A, Meler E. Protocols BCNatal: Maduración cervical e inducción del parto.
2018.
44. Leduc D, Biringer A, Lee L, Dy J. SOGC Clinical Practice Guideline: Induction of labor. J Obs
Gynaecol Can. 2013;35(9):840-857. doi:10.1016/S1701-2163(15)30842-2.
45. World Health Organization. WHO recommendations for Induction of labour. World Heal Organ.
2011:1-39. doi:10.1016/0140-6736(93)92727-B.
46. Word RA, Li XH, Hnat M, Carrick K. Dynamics of cervical remodeling during pregnancy and
parturition: Mechanisms and current concepts. Semin Reprod Med. 2007;25(1):69-79.
doi:10.1055/s-2006-956777.
47. Timmons B, Akins M, Mahendroo M. Cervical remodeling during pregnancy and parturition.
Trends Endocrinol Metab. 2010;21(6):353-361. doi:10.1016/j.tem.2010.01.011.
48. Bishop EH. Pelvic scoring for elective induction. Obstet Gynecol. 1964;(5):266-268.
doi:10.1016/S0029-7844(02)02395-5.
49. Thomas J, Fairclough A, Kavanagh J, Kelly AJ. Vaginal prostaglandin (PGE2 and PGF2a) for
induction of labour at term. Cochrane database Syst Rev. 2014;6(6):CD003101.
114
doi:10.1002/14651858.CD003101.pub3.
50. Boulvain M, Stan C, Irion O. Despegamiento de membranas para la inducción del trabajo de
parto. 2008:CD000451. doi:10.1002/14651858.CD000451.pub2.
51. Keirse MJNC, Thiery M, Parewijck W, Mitchell MD. Chronic stimulation of uterine prostaglandin
synthesis during cervical ripening before the onset of labor. Prostaglandins. 1983;25(5):671-682.
doi:10.1016/0090-6980(83)90121-1.
52. Krammer J, O’Brien W. Mechanical Methods of Cervical Ripening. Clin Obstet Gynecol.
1995;38(2):280-286.
53. Johnson MH. Essential Reproduction. 6th editio. Blackwell Publishing; 2007.
54. Atad J, Hallak M, Auslender R, Porat-Packer T, Zarfati D, Abramovici H. A randomized
comparison of prostaglandin E2, oxytocin, and the double-balloon device in inducing labor.
Obstet Gynecol. 1996;87(2):223-227. doi:10.1016/0029-7844(95)00389-4.
55. Lajusticia H, Martínez-Domínguez SJ, Pérez-Roncero GR, Chedraui P, Pérez-López FR. Single
versus double-balloon catheters for the induction of labor of singleton pregnancies: a meta-
analysis of randomized and quasi-randomized controlled trials. Arch Gynecol Obstet.
2018;297(5):1089-1100. doi:10.1007/s00404-018-4713-9.
56. Yang F, Huang S, Long Y, Huang L. Double-balloon versus single-balloon catheter for cervical
ripening and labor induction: A systematic review and meta-analysis. J Obstet Gynaecol Res.
2018;44(1):27-34. doi:10.1111/jog.13551.
57. Mei-Dan E, Walfisch A, Suarez-Easton S, Hallak M. Comparison of two mechanical devices for
cervical ripening: a prospective quasi-randomized trial. J Matern Fetal Neonatal Med.
2012;25(6):723-727. doi:10.3109/14767058.2011.591459.
58. Sayed Ahmed WA, Ibrahim ZM, Ashor OE, Mohamed ML, Ahmed MR, Elshahat AM. Use of the
Foley catheter versus a double balloon cervical ripening catheter in pre-induction cervical
ripening in postdate primigravidae. J Obstet Gynaecol Res. 2016;42(11):1489-1494.
doi:10.1111/jog.13086.
59. Jozwiak M, Dodd JM. Methods of term labour induction for women with a previous caesarean
section. Cochrane Database Syst Rev. 2013;3(3):CD009792. doi:10.1002/14651858.CD009792.
60. Durie D, Lawal A, Zegelbone P. Other mechanical methods for pre-induction cervical ripening.
Semin Perinatol. 2015;39(6):444-449. doi:10.1053/j.semperi.2015.07.006.
61. Gelber S, Sciscione AC. Mechanical Methods of Cervical Ripening and labor Induction. Clin
Obstet Gynecol. 2006;49(3):642-657.
62. Calder AA, Loughney AD, Weir CJ, Barber JW. Induction of labour in nulliparous and multiparous
women: A UK, multicentre, open-label study of intravaginal misoprostol in comparison with
dinoprostone. BJOG An Int J Obstet Gynaecol. 2008;115(10):1279-1288. doi:10.1111/j.1471-
0528.2008.01829.x.
63. Hapangama D, Neilson JP. Mifepristone for induction of labour. Cochrane Database Syst Rev.
2009;(3). doi:10.1002/14651858.CD002865.
115
64. Kelly Anthony J, Kavanagh J. Nitric oxide donors for cervical ripening and induction of labour.
Cochrane Database Syst Rev. 2008;(1). doi:10.1002/14651858.CD006901.
65. Kavanagh J, Kelly AJ, Thomas J. Hyaluronidase for cervical ripening and induction of labour.
Cochrane Database of Systematic Reviews. Cochrane Database Syst Rev. 2006;(6):Art. No.
CD003097. doi:10.1002/14651858.CD003097.pub2.
66. Bricker L, Luckas M. Amniotomy alone for induction of labour. Cochrane Database Syst Rev.
2000;(4):CD002862. doi:10.1002/14651858.CD002862.
67. Howarth GR, Botha DJ. Amniotomy plus intravenous oxytocin for induction of labour. Cochrane
Database Syst Rev. 2001;(3):CD003250. doi:10.1002/14651858.CD003250.
68. Alfirevic Z, Keeney E, Dowswell T, Welton NJ, Medley N, Dias S, Jones L V., Caldwell DM.
Methods to induce labour: a systematic review, network meta-analysis and cost-effectiveness
analysis. BJOG An Int J Obstet Gynaecol. 2016;123(9):1462-1470. doi:10.1111/1471-0528.13981.
69. Kavanagh J, Kelly A, Thomas J. Sexual intercourse for cervical ripening and induction of labour.
Cochrane Database Syst Rev. 2001;(2):CD003093. doi:10.1002/14651858.CD003093.
70. Kavanagh J, Kelly A, Thomas J. Breast stimulation for cervical ripening and induction of labour.
Cochrane Database Syst Rev. 2005;(3):CD003392. doi:10.1002/14651858.CD003392sm.
71. Smith CA. Homoeopathy for induction of labour. Cochrane Database Syst Rev. 2003;(4).
doi:10.1002/14651858.CD003399.
72. Smith C, Armour M, Dahlen H. Acupuncture or acupressure for induction of labour. Cochrane
Database Syst Rev. 2017;(10):CD002962. doi:10.1002/14651858.CD002962.
73. Ten Eikelder MLG, Oude Rengerink K, Jozwiak M, De Leeuw JW, De Graaf IM, Van Pampus MG,
Holswilder M, Oudijk MA, Van Baaren GJ, Pernet PJM, Bax C, Van Unnik GA, Martens G, Porath
M, Van Vliet H, Rijnders RJP, Feitsma AH, Roumen FJME, Van Loon AJ, Versendaal H, Weinans
MJN, Woiski M, Van Beek E, Hermsen B, Mol BW, Bloemenkamp KWM. Induction of labour at
term with oral misoprostol versus a Foley catheter (PROBAAT-II): A multicentre randomised
controlled non-inferiority trial. Lancet. 2016;387(10028):1619-1628. doi:10.1016/S0140-
6736(16)00084-2.
74. Jozwiak M, Rengerink KO, Benthem M, Van Beek E, Dijksterhuis MGK, De Graaf IM, Van Huizen
ME, Oudijk MA, Papatsonis DNM, Perquin DAM, Porath M, Van Der Post JAM, Rijnders RJP,
Scheepers HCJ, Spaanderman MEA, Van Pampus MG, De Leeuw JW, Mol BWJ, Bloemenkamp
KWM. Foley catheter versus vaginal prostaglandin E2 gel for induction of labour at term
(PROBAAT trial): An open-label, randomised controlled trial. Lancet. 2011;378(9809):2095-2103.
doi:10.1016/S0140-6736(11)61484-0.
75. Kehl S, Weiss C, Wamsler M, Beyer J, Dammer U, Heimrich J, Faschingbauer F, Sütterlin M,
Beckmann MW, Schleussner E. Double-balloon catheter and sequential vaginal prostaglandin E2
versus vaginal prostaglandin E2 alone for induction of labor after previous cesarean section.
Arch Gynecol Obstet. 2016;293(4):757-765. doi:10.1007/s00404-015-3907-7.
76. Kehl S, Ziegler J, Schleussner E, Tuschy B, Berlit S, Kirscht J, Hägele F, Weiss C, Siemer J, Sütterlin
116
M. Sequential use of double-balloon catheter and oral misoprostol versus oral misoprostol alone
for induction of labour at term (CRBplus trial): A multicentre, open-label randomised controlled
trial. BJOG An Int J Obstet Gynaecol. 2015;122(1):129-136. doi:10.1111/1471-0528.13116.
77. Kehl S, Böhm L, Weiss C, Heimrich J, Dammer U, Baier F, Sütterlin M, Beckmann MW,
Faschingbauer F. Timing of sequential use of double-balloon catheter and oral misoprostol for
induction of labor. J Obstet Gynaecol Res. 2016;42(11):1495-1501. doi:10.1111/jog.13089.
78. Carbone JF, Tuuli MG, Fogertey PJ, Roehl KA, Macones GA. Combination of Foley Bulb and
Vaginal Misoprostol Compared With Vaginal Misoprostol Alone for Cervical Ripening and Labor
Induction A Randomized Controlled Trial. Obs Gynecol. 2013;121(2):247-252.
doi:10.1097/AOG.0b013e31827e5dca.
79. Kehl S, Ehard A, Berlit S, Spaich S, Sütterlin M, Siemer J. Combination of misoprostol and
mechanical dilation for induction of labour: A randomized controlled trial. Eur J Obstet Gynecol
Reprod Biol. 2011;159(2):315-319. doi:10.1016/j.ejogrb.2011.09.010.
80. Levine LD, Downes KL, Elovitz MA, Parry S, Sammel MD, Srinivas SK. Mechanical and
Pharmacologic Methods of Labor Induction. Obstet Gynecol. 2016;128(6):1357-1364.
doi:10.1097/AOG.0000000000001778.
81. Chung JH, Huang WH, Rumney PJ, Garite TJ, Nageotte MP. A prospective randomized controlled
trial that compared misoprostol, Foley catheter, and combination misoprostol-Foley catheter for
labor induction. Am J Obstet Gynecol. 2003;189(4):1031-1035. doi:10.1067/S0002-
9378(03)00842-1.
82. Leake RD, Weitzman RE, Fisher DA. Pharmacokinetics of Oxytocin in the Human Subject. Obstet
Gynecol. 1980;56(6):701-704.
83. Hendricks CH, Brenner WE. Cardiovascular effects of oxytocic drugs used post partum. Am J
Obstet Gynecol. 1970;108(5):751-760. doi:10.1016/0002-9378(70)90542-9.
84. Alfirevic Z, Kelly AJ, Dowswell T. Intravenous oxytocin alone for cervical ripening and induction
of labour. Cochrane Database Syst Rev. 2009;(4). doi:10.1002/14651858.CD003246.
85. Hiersch L, Borovich A, Gabbay-Benziv R, Maimon-Cohen M, Aviram A, Yogev Y, Ashwal E. Can we
predict successful cervical ripening with prostaglandin E2 vaginal inserts? Arch Gynecol Obstet.
2016;295(2):343-349. doi:10.1007/s00404-016-4260-1.
86. Kawakita T, Reddy UM, Iqbal SN, Landy HJ, Huang C-C, Hoffman M, Sciscione AC, Grantz KL.
Duration of Oxytocin and Rupture of the Membranes Before Diagnosing a Failed Induction of
Labor. Obstet Gynecol. 2016;128(2):373-380. doi:10.1097/AOG.0000000000001527.
87. Spong CY, Berghella V, Wenstrom KD, Mercer BM, Saade GR. Preventing the First Cesarean
Delivery: Summary of a Joint Eunice Kennedy Shriver National Institute of Child Health and
Human Development, Society for Maternal-Fetal Medicine, and American College of
Obstetricians and Gynecologists Workshop. Obstet Gynecol. 2012;120(5):1181-1193.
doi:10.1097/AOG.0b013e3182704880.
88. Langen ES, Weiner SJ, Bloom SL, Rouse DJ, Varner MW, Reddy UM, Ramin SM, Caritis SN,
117
Peaceman AM, Sorokin Y, Sciscione A, Carpenter MW, Mercer BM, Thorp JM, Malone FD, Iams
JD. Association of Cervical Effacement With the Rate of Cervical Change in Labor Among
Nulliparous Women. Obs Gynecol. 2016;127(3):489-495. doi:10.1097/AOG.0000000000001299.
89. NICE clinical guideline: Induction of labour. NHS Natl Inst Heal Clin Excell. 2008.
90. Dencker A, Berg M, Bergqvist L, Lilja H. Identification of latent phase factors associated with
active labor duration in low-risk nulliparous women with spontaneous contractions. Acta Obstet
Gynecol Scand. 2010;89(8):1034-1039. doi:10.3109/00016349.2010.499446.
91. Chelmow D, Kilpatrick SJ, Laros RK. Maternal and Neonatal Outcomes After Prolonged Latent
Phase. Obstet Gynecol. 1993;81(4):486-491.
92. Simon CE, Grobman WA. When has an induction failed? Obstet Gynecol. 2005;105(4):705-709.
doi:10.1097/01.AOG.0000157437.10998.e7.
93. Rouse DJ, Owen J, Hauth JC. Criteria for failed labor induction: Prospective evaluation of a
standardized protocol. Obstet Gynecol. 2000;96(5):671-677. doi:10.1016/S0029-7844(00)01010-
3.
94. Kauffman E, Souter VL, Katon JG, Sitcov K. Cervical Dilation on Admission in Term Spontaneous
Labor and Maternal and Newborn Outcomes. Obstet Gynecol. 2016;127(3):481-488.
doi:10.1097/AOG.0000000000001294.
95. Hoffman MK, Vahratian A, Sciscione AC, Troendle JF, Zhang J. Comparison of labor progression
between induced and noninduced multiparous women. Obstet Gynecol. 2006;107(5):1029-1034.
doi:10.1097/01.AOG.0000210528.32940.c6.
96. Zhang J, Landy HJ, Branch DW, Burkman R, Haberman S, Gregory KD, Hatjis CG, Ramirez MM,
Bailit JL, Gonzalez-quintero VH, Hibbard JU, Hoffman MK, Kominiarek M. Contemporary Patters
of Spontaneous Labor With Normal Neonatal Outcomes. NIH Public Access. 2013;116(6):1281-
1287. doi:10.1097/AOG.0b013e3181fdef6e.Contemporary.
97. Grupo De Trabajo De La Guía de Práctica Clínica Sobre La Atención Al Parto Normal. Guía de
Práctica Clínica Sobre La Atención Al Parto Normal.; 2010.
98. Berghella V, Baxter JK, Chauhan SP. Evidence-based labor and delivery management. Am J
Obstet Gynecol. 2008;199(5):445-454. doi:10.1016/j.ajog.2008.06.093.
99. Park KH, Kim SN, Lee SY, Jeong EH, Jung HJ, Oh KJ. Comparison between sonographic cervical
length and Bishop score in preinduction cervical assessment: A randomized trial. Ultrasound
Obstet Gynecol. 2011;38(2):198-204. doi:10.1002/uog.9020.
100. Bartha JL, Romero-Carmona R, Martínez-Del-Fresno P, Comino-Delgado R. Bishop score and
transvaginal ultrasound for preinduction cervical assessment: A randomized clinical trial.
Ultrasound Obstet Gynecol. 2005;25(2):155-159. doi:10.1002/uog.1813.
101. Lin MG, Rouse DJ. What is a failed labor induction? Clin Obstet Gynecol. 2006;49(3):585-593.
doi:10.1097/00003081-200609000-00018.
102. Schoen C, Navathe R. Failed induction of labor. Semin Perinatol. 2015;39(6):483-487.
doi:10.1053/j.semperi.2015.07.013.
118
103. Rouse DJ, Weiner SJ, Bloom SL, Varner MW, Spong CY, Ramin SM, Caritis SN, Grobman WA,
Sorokin Y, Sciscione AC, Carpenter MW, Mercer BM, Thorp JM, Malone FD, Harper M, Iams JD,
Anderson GD. Failed Labor Induction: Toward an Objetive Diagnosis. Obstet Gynecol.
2011;117(201):267-272. doi:10.1097/AOG.0b013e318207887a.Failed.
104. Dhall K, Mittal SC, Kumar A. Evaluation of Preinduction Scoring Systems. Aust New Zeal J Obstet
Gynaecol. 1987;27(4):309-311. doi:10.1111/j.1479-828X.1987.tb01015.x.
105. Mohamed NH, Mohamed NH, Mansour MA. Transvaginal Ultrasonographic Cervical Assessment
as a Predictor Of Successful Labor Induction. Egypt J Hosp Med. 2000;1:48-59.
106. Ware V, Raynor DB. Transvaginal ultrasonographic cervical measurement as a predictor of
successful labor induction. Am J Obstet Gynecol. 2000;182(5):1030-1032.
doi:10.1067/mob.2000.105399.
107. Novakov-Mikić A, Ivanović L, Dukanac J. Transvaginal ultrasonography of uterine cervix in
prediction of the outcome of labour induction. Med Pregl. 2000;53(11-12):569-578.
108. Pandis GK, Papageorghiou AT, Ramanathan VG, Thompson MO, Nicolaides KH. Preinduction
sonographic measurement of cervical length in the prediction of successful induction of labor.
Ultrasound Obstet Gynecol. 2001;18(6):623-628. doi:10.1046/j.0960-7692.2001.00580.x.
109. Chandra S, Crane JM, Hutchens D, Young DC. Transvaginal ultrasound and digital examination in
predicting successful labor induction. Obstet Gynecol. 2001;98(1):2-6.
110. Gabriel R, Darnaud T, Chalot F, Gonzalez N, Leymarie F, Quereux C. Transvaginal sonography of
the uterine cervix prior to labor induction. Ultrasound Obstet Gynecol. 2002;19(3):254-257.
doi:10.1046/j.1469-0705.2002.00643.x.
111. Ojutiku D, Jones G, Bewley S. Quantitative foetal fibronectin as a predictor of successful
induction of labour in post-date pregnancies. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol. 2002;101(2):143-
146. doi:10.1016/S0301-2115(01)00544-9.
112. Wing DA, Tran S, Paul RH. Factors affecting the likelihood of successful induction after
intravaginal misoprostol application for cervical ripening and labor induction. Am J Obstet
Gynecol. 2002;186(6):1237-1243. doi:10.1067/mob.2002.123740.
113. Rane SM, Pandis GK, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Pre-induction sonographic
measurement of cervical length in prolonged pregnancy: The effect of parity in the prediction of
induction-to-delivery interval. Ultrasound Obstet Gynecol. 2003;22(1):40-44.
doi:10.1002/uog.166.
114. Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Pre-induction sonographic measurement of
cervical length in prolonged pregnancy: The effect of parity in the prediction of the need for
Cesarean section. Ultrasound Obstet Gynecol. 2003;22(1):45-48. doi:10.1002/uog.166.
115. Paterson-Brown S, Fisk NM, Edmonds DK, Rodeck CH. Preinduction cervical assessment by
Bishop’s score and transvaginal ultrasound. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol. 1991;40(1):17-23.
doi:10.1016/0028-2243(91)90039-N.
116. Reis FM, Gervasi MT, Florio P, Bracalente G, Fadalti M, Severi FM, Petraglia F. Prediction of
119
successful induction of labor at term: Role of clinical history, digital examination, ultrasound
assessment of the cervix, and fetal fibronectin assay. Am J Obstet Gynecol. 2003;189(5):1361-
1367. doi:10.1067/S0002-9378(03)00725-7.
117. Roman H, Verspyck E, Vercoustre L, Degre S, Col JY, Firmin JM, Caron P, Marpeau L. The role of
ultrasound and fetal fibronectin in predicting the length of induced labor when the cervix is
unfavorable. Ultrasound Obstet Gynecol. 2004;23(6):567-573. doi:10.1002/uog.1076.
118. Crane JMG, Delaney T, Butt KD, Bennett KA, Hutchens D, Young DC. Predictors of successful
labor induction with oral or vaginal misoprostol. J Matern Neonatal Med. 2004;15:319-323.
doi:10.1080/14767050410001702195.
119. Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. The value of ultrasound in the prediction of
successful induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol. 2004;24(5):538-549.
doi:10.1002/uog.1100.
120. Yang SH, Roh CR, Kim JH. Transvaginal ultrasonography for cervical assessment before induction
of labor. J Ultrasound Med. 2004;23(3):375-382. doi:10.7863/jum.2004.23.3.375.
121. Roman H, Verspyck E, Vercoustre L, Degre S, Col JY, Firmin JM, Caron P, Marpeau L. Does
ultrasound examination when the cervix is unfavorable improve the prediction of failed labor
induction? Ultrasound Obstet Gynecol. 2004;23(4):357-362. doi:10.1002/uog.1008.
122. Sciscione A, Hoffman MK, DeLuca S, O’Shea A, Benson J, Pollock M, Vakili B. Fetal fibronectin as
a predictor of vaginal birth in nulliparas undergoing preinduction cervical ripening. Obstet
Gynecol. 2005;106(5 I):980-985. doi:10.1097/01.AOG.0000185288.75896.98.
123. Rozenberg P, Chevret S, Chastang C, Ville Y. Comparison of digital and ultrasonographic
examination of the cervix in predicting time interval from induction to delivery in women with a
low Bishop score. BJOG An Int J Obstet Gynaecol. 2005;112(2):192-196. doi:10.1111/j.1471-
0528.2004.00549.x.
124. Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Models for the prediction of successful induction
of labor based on pre-induction sonographic measurement of cervical length. J Matern Fetal
Neonatal Med. 2005;17(5):315-322. doi:10.1080/14767050500127690.
125. Rovas L, Sladkevicius P, Strobel E, Valentin L. Three-Dimensional Power Doppler Ultrasound
Assessment of the Cervix for the Prediction of Successful Induction of Labor With Prostaglandin
in Prolonged Pregnancy. J Ultrasound Med. 2005;(24):933-939. doi:10.7863/jum.2005.24.7.933.
126. Boozarjomehri F, Timor-Tritsch I, Chao CR, Fox HE. Transvaginal ultrasonographic evaluation of
the cervix before labor: Presence of cervical wedging is associated with shorter duration of
induced labor. Am J Obstet Gynecol. 1994;171(4):1081-1087. doi:10.1016/0002-9378(94)90040-
X.
127. Vrouenraets FPJM, Roumen FJME, Dehing CJG, van den Akker ESA, Aarts MJB, Scheve EJT.
Bishop score and risk of cesarean delivery after induction of labor in nulliparous women. Obstet
Gynecol. 2005;105(4):690-697. doi:10.1097/01.AOG.0000152338.76759.38.
128. Daskalakis G, Thomakos N, Hatziioannou L, Mesogitis S, Papantoniou N, Antsaklis A. Sonographic
120
Cervical Length Measurement before Labor Induction in Term Nulliparous Women. Fetal Diagn
Ther. 2005;21(1):34-38. doi:10.1159/000089045.
129. Bueno B, San-Frutos L, Salazar F, Pérez-Medina T, Engels V, Archilla B, Izquierdo F, Bajo J.
Variables that predict the success of labor induction. Acta Obstet Gynecol Scand.
2005;84(11):1093-1097. doi:10.1111/j.0001-6349.2005.00881.x.
130. Elghorori MR, Hassan I, Dartey W, Abdel-Aziz E. A way to lend objectivity to Bishop score. J Obs
Gynaecol. 2006;26(4):311-316. doi:10.1080/01443610600594922.
131. Peregrine E, O’Brien P, Omar R, Jauniaux E. Clinical and ultrasound parameters to predict the risk
of cesarean delivery after induction of labor. Obstet Gynecol. 2006;107(2 I):227-233.
doi:10.1097/01.AOG.0000196508.11431.c0.
132. Çalişkan E, Doǧer E, Çakiroǧlu Y, Özkan S, Özeren S, Çorakçi A. Does cervical length measurement
help to predict the success rate of labor induction using misoprostol at term in women with
strictly unfavorable cervix? J Turkish Ger Gynecol Assoc. 2006;7(3):184-188.
133. Szczesny W, Kjollesdal M, Karlsson B, Nielsen S. Bishop score and the outcome of labor induction
with misoprostol. Acta Obstet Gynecol Scand. 2006;85(5):579-582.
doi:10.1080/00016340500451101.
134. Gómez Laencina AM, Sánchez FG, Gimenez JH, Martínez MS, Valverde Martínez JA, Vizcaíno VM.
Comparison of ultrasonographic cervical length and the Bishop score in predicting successful
labor induction. Acta Obstet Gynecol Scand. 2007;86(7):799-804.
doi:10.1097/01.ogx.0000286798.70349.65.
135. Bueno B, San-Frutos L, Pérez-Medina T, Barbancho C, Troyano J, Bajo J. The labor induction:
integrated clinical and sonographic variables that predict the outcome. J Perinatol. 2007;27:4-8.
doi:10.1038/sj.jp.7211619.
136. Peregrine E, O’Brien P, Jauniaux E. Impact on delivery outcome of ultrasonographic fetal head
position prior to induction of labor. Obstet Gynecol. 2007;109(3):618-625.
doi:10.1097/01.AOG.0000255972.48257.83.
137. Ahner R, Egarter C, Kiss H, Heinzl K, Zeillinger R, Schatten C, Dormeier A, Husslein P. Fetal
fibronectin as a selection criterion for induction of term labor. Am J Obstet Gynecol.
1995;173(5):1513-1517. doi:10.1016/0002-9378(95)90641-X.
138. Keepanasseril A, Suri V, Bagga R, Aggarwal N. Pre-induction sonographic assessment of the
cervix in the prediction of successful induction of labour in nulliparous women. Aust New Zeal J
Obstet Gynaecol. 2007;47(5):389-393. doi:10.1111/j.1479-828X.2007.00762.x.
139. Beckmann M. Predicting a failed induction. Aust New Zeal J Obstet Gynaecol. 2007;47(5):394-
398. doi:10.1111/j.1479-828X.2007.00763.x.
140. Park KH. Transvaginal ultrasonographic cervical measurement in predicting failed labor
induction and cesarean delivery for failure to progress in nulliparous women. J Korean Med Sci.
2007;22(4):722-727. doi:10.3346/jkms.2007.22.4.722.
141. Hatfield AS, Sanchez-Ramos L, Kaunitz AM. Sonographic cervical assessment to predict the
121
success of labor induction: a systematic review with metaanalysis. Am J Obstet Gynecol.
2007;197(2):186-192. doi:10.1016/j.ajog.2007.04.050.
142. Tan PC, Vallikkannu N, Suguna S, Quek KF, Hassan J. Transvaginal sonographic measurement of
cervical length vs. Bishop score in labor induction at term: Tolerability and prediction of
Cesarean delivery. Ultrasound Obstet Gynecol. 2007;29(5):568-573. doi:10.1002/uog.4018.
143. Yanik A, Gülümser C, Tosun M. Ultrasonographic measurement of cervical length in predicting
mode of delivery after oxytocin induction. Adv Ther. 2007;24(4):748-756.
144. Cromi A, Ghezzi F, Tomera S, Scandroglio S, Colombo G, Bolis P. Cervical ripening with a Foley
catheter: The role of pre- and postripening ultrasound examination of the cervix. Am J Obstet
Gynecol. 2007;196(1):41.e1-41.e7. doi:10.1016/j.ajog.2006.07.049.
145. Droulez A, Girard R, Dumas AM, Mathian B, Berland M. Prédiction de la réussite du
déclenchement du travail. Comparaison entre le score de Bishop et le dosage de la fibronectine
fœtale. J Gynecol Obstet Biol la Reprod. 2008;37(7):691-696. doi:10.1016/j.jgyn.2008.05.009.
146. Tanir HM, Sener T, Yildiz Z. Digital and transvaginal ultrasound cervical assessment for prediction
of successful labor induction. Int J Gynecol Obstet. 2008;100(1):52-55.
doi:10.1016/j.ijgo.2007.07.014.
147. Eggebø TM, Heien C, Økland I, Gjessing LK, Romundstad P, Salvesen KÅ. Ultrasound assessment
of fetal head-perineum distance before induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol.
2008;32(2):199-204. doi:10.1002/uog.5360.
148. Garite TJ, Casal D, Garcia-Alonso A, Kreaden U, Jimenez G, Ayala JA, Reimbold T. Fetal
fibronectin: A new tool for the prediction of successful induction of labor. Am J Obstet Gynecol.
1996;175(6):1516-1521. doi:10.1016/S0002-9378(96)70100-X.
149. Ennen CS, Bofill JA, Magann EF, Bass JD, Chauhan SP, Morrison JC. Risk factors for cesarean
delivery in preterm, term and post-term patients undergoing induction of labor with an
unfavorable cervix. Gynecol Obstet Invest. 2009;67(2):113-117. doi:10.1159/000166307.
150. Agarwal U, Anastasakis E, Kadir RA. The effect of fetal sex on the outcome of labour induction. J
Obstet Gynaecol (Lahore). 2009;29(8):711-713. doi:10.3109/01443610903191277.
151. Maitra N, Sharma D, Agarwal S. Transvaginal measurement of cervical length in the prediction of
successful induction of labour. J Obstet Gynaecol. 2009;29(5):388-391.
doi:10.1080/01443610802712900.
152. Meijer-Hoogeveen M, Roos C, Arabin B, Stoutenbeek P, Visser GHA. Transvaginal ultrasound
measurement of cervical length in the supine and upright positions versus Bishop score in
predicting successful induction of labor at term. Ultrasound Obstet Gynecol. 2009;33(2):213-
220. doi:10.1002/uog.6219.
153. Jokhi RP, Brown BH, Anumba DOC. The role of cervical Electrical Impedance Spectroscopy in the
prediction of the course and outcome of induced labour. BMC Pregnancy Childbirth. 2009;9:40.
doi:10.1186/1471-2393-9-40.
154. Park KH, Hong JS, Shin DM, Kang WS. Prediction of failed labor induction in parous women at
122
term: Role of previous obstetric history, digital examination and sonographic measurement of
cervical length. J Obstet Gynaecol Res. 2009;35(2):301-306. doi:10.1111/j.1447-
0756.2008.00929.x.
155. Pevzner L, Rayburn WF, Rumney PJ, Wing DA. Factors Predicting Successful Labor Induction With
Dinoprostone and Misoprostol Vaginal Inserts. Obstet Gynecol. 2009;114(2):261-267.
doi:10.1097/AOG.0b013e3181ad9377.
156. Uyar Y, Erbay G, Demir BC, Baytur Y. Comparison of the Bishop score, body mass index and
transvaginal cervical length in predicting the success of labor induction. Arch Gynecol Obstet.
2009;280(3):357-362. doi:10.1007/s00404-008-0915-x.
157. Cheung CW, Leung TY, Sahota DS, Chan OK, Chan LW, Fung TY, Lau TK. Outcome of induction of
labour using maternal characteristics, ultrasound assessment and biochemical state of the
cervix. J Matern Fetal Neonatal Med. 2010;23(12):1406-1412.
doi:10.3109/14767051003678135.
158. Groeneveld YJB, Bohnen AM, Van Heusden AM. Cervical length measured by transvaginal
ultrasonography versus Bishop score to predict successful labour induction in term pregnancies.
Facts, Views Vis ObGyn. 2010;2(3):187-193.
159. Watson WJ, Stevens D, Welter S, Day D. Factors Predicting Successful Labor Induction. Obstet
Gynecol. 1996;88:990-992.
160. Laughon SK, Zhang J, Troendle J, Sun L, Reddy UM. Using a simplified Bishop score to predict
vaginal delivery. Obstet Gynecol. 2011;117(4):805-811. doi:10.1097/AOG.0b013e3182114ad2.
161. Torricelli M, Novembri R, Voltolini C, Conti N, Biliotti G, Piccolini E, Cevenini G, Smith R, Petraglia
F. Biochemical and biophysical predictors of the response to the induction of labor in nulliparous
postterm pregnancy. Am J Obstet Gynecol. 2011;204(1):39.e1-39.e6.
doi:10.1016/j.ajog.2010.08.014.
162. Swiatkowska-Freund M, Preis K. Elastography of the uterine cervix: Implications for success of
induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol. 2011;38(1):52-56. doi:10.1002/uog.9021.
163. Frederiks F, Lee S, Dekker G. Risk factors for failed induction in nulliparous women. J Matern
Fetal Neonatal Med. 2012;25(12):2479-2487. doi:10.3109/14767058.2012.703718.
164. Verhoeven CJM, Rückert MEPF, Opmeer BC, Pajkrt E, Mol BWJ. Ultrasonographic fetal head
position to predict mode of delivery: A systematic review and bivariate meta-analysis.
Ultrasound Obstet Gynecol. 2012;40(1):9-13. doi:10.1002/uog.10102.
165. Keepanasseril A, Suri V, Bagga R, Aggarwal N. A new objective scoring system for the prediction
of successful induction of labour. J Obstet Gynaecol. 2012;32(2):145-147.
doi:10.3109/01443615.2011.637142.
166. Teixeira C, Lunet N, Rodrigues T, Barros H. The Bishop Score as a determinant of labour
induction success: A systematic review and meta-analysis. Arch Gynecol Obstet.
2012;286(3):739-753. doi:10.1007/s00404-012-2341-3.
167. da Rocha Pennachiotti Pitarello P, Tadashi Yoshizaki C, Ruano R, Zugaib M. Prediction of
123
successful labor induction using transvaginal sonographic cervical measurements. J Clin
Ultrasound. 2013;41(2):76-83. doi:10.1002/jcu.21929.
168. Torricelli M, Voltolini C, Conti N, Bocchi C, Severi FM, Petraglia F. Weight gain regardless of pre-
pregnancy BMI and influence of fetal gender in response to labor induction in postdate
pregnancy. J Matern Fetal Neonatal Med. 2013;26(10):1016-1019.
doi:10.3109/14767058.2013.766712.
169. Verhoeven CJM, Opmeer BC, Oei SG, Latour V, Van Der Post JAM, Mol BWJ. Transvaginal
sonographic assessment of cervical length and wedging for predicting outcome of labor
induction at term: A systematic review and meta-analysis. Ultrasound Obstet Gynecol.
2013;42(5):500-508. doi:10.1002/uog.12467.
170. Blanch G, Olah KSJ, Walkinshaw S. The presence of fetal fibronectin in the cervicovaginal
secretions of women at term - Its role in the assessment of women before labor induction and in
the investigation of the physiologic mechanisms of labor. Am J Obstet Gynecol. 1996;174(1):262-
266. doi:10.1016/S0002-9378(96)70405-2.
171. Uzun I, Sık A, Sevket O, Aygün M, Karahasanoglu A, Fehmi Yazıcıoglu H. Bishop score vs
ultrasound of the cervix before induction of labor for prolonged pregnancy: which one is better
for prediction of cesarean delivery. J Matern neonatal Med. 2013;26(14):1450-1454.
doi:10.3109/14767058.2013.784249.
172. Hwang HS, Sohn IS, Kwon HS. Imaging analysis of cervical elastography for prediction of
successful induction of labor at term. J Ultrasound Med. 2013;32(6):937-946.
doi:10.7863/ultra.32.6.937.
173. Favilli A, Acanfora MM, Bini V, Radicchi R, Carlo G, Renzo D, Gerli S. Single indication of labor
induction with prostaglandins: is advanced maternal age a risk factor for cesarean section? A
matched retrospective cohort study. J Matern Fetal Neonatal Med. 2013;7058(7):665-668.
doi:10.3109/14767058.2012.746658.
174. Gerli S, Favilli A, Giordano C, Bini V, Di Renzo GC. Single indications of induction of labor with
prostaglandins and risk of cesarean delivery: A retrospective cohort study. J Obstet Gynaecol
Res. 2013;39(5):926-931. doi:10.1111/jog.12000.
175. Zelig C, Nichols S, Dolinsky B, Hecht M, Napolitano P. Interaction between Maternal Obesity and
Bishop Score in Predicting Sucessful Induction of Labour in Term, Nulliparous Pateints. Am J
Perinatol. 2013;30(1):75-80. doi:10.1055/s-0032-1322510.
176. Son GH, Kim JH, Kwon JY, Kim YH, Park YW. Risk factors for cesarean delivery after induction of
labor in nulliparous women with an unfavorable cervix at or beyond 41 weeks of gestation.
Gynecol Obstet Invest. 2013;76(4):254-259. doi:10.1159/000350798.
177. Bahadori F, Ayatollahi H, Naghavi-behzad M, Khalkhali H. Predicting factors on cervical ripening
and response to induction in women pregnant over 37 weeks. 2013;15(3):191-198.
doi:10.11152/mu.2013.2066.153.
178. Torricelli M, Voltolini C, Vellucci FL, Conti N, Bocchi C, Severi FM, Challis JR, Smith R, Petraglia F.
124
Fetal gender effects on induction of labor in postdate pregnancies. Reprod Sci. 2013;20(6):670-
674. doi:10.1177/1933719112462631.
179. Pereira S, Frick AP, Poon LC, Zamprakou A, Nicolaides KH. Successful induction of labor:
Prediction by preinduction cervical length, angle of progression and cervical elastography.
Ultrasound Obstet Gynecol. 2014;44(4):468-475. doi:10.1002/uog.13411.
180. Gokturk U, Cavkaytar S, Danisman N. Can measurement of cervical length, fetal head position
and posterior cervical angle be an alternative method to Bishop score in the prediction of
successful labor induction? J Matern Neonatal Med. 2014;28(11):1360-1365.
doi:10.3109/14767058.2014.954538.
181. Xenakis EMJ, Piper JM, Conway DL, Langer O. Induction of labor in the nineties: Conquering the
unfavorable cervix. Obstet Gynecol. 1997;90(2):235-239. doi:10.1016/S0029-7844(97)00259-7.
182. Muscatello A, Di Nicola M, Accurti V, Mastrocola N, Franchi V, Colagrande I, Patacchiola F, Carta
G. Sonoelastography as method for preliminary evaluation of uterine cervix to predict success of
induction of labor. Fetal Diagn Ther. 2014;35(1):57-61. doi:10.1159/000355084.
183. Hee L, Rasmussen CK, Schlütter JM, Sandager P, Uldbjerg N. Quantitative sonoelastography of
the uterine cervix prior to induction of labor as a predictor of cervical dilation time. Acta Obstet
Gynecol Scand. 2014;93(7):684-690. doi:10.1111/aogs.12389.
184. Parkes I, Kabiri D, Hants Y, Ezra Y. The indication for induction of labor impacts the risk of
cesarean delivery. J Matern Neonatal Med. 2016;29(2):224-228.
doi:10.3109/14767058.2014.993965.
185. Bajpai N, Bhakta R, Kumar P, Rai L, Hebbar S. Manipal Cervical Scoring System by Transvaginal
Ultrasound in Predicting Successful Labour Induction. J Clin Diagnostic Res. 2015;(95):4-9.
doi:10.7860/JCDR/2015/12315.5970.
186. Lassiter JR, Holliday N, Lewis DF, Mulekar M, Abshire J, Brocato B. Induction of labor with an
unfavorable cervix: how does BMI affect success? J Matern Neonatal Med. 2015;29(18):3000-
3002. doi:10.3109/14767058.2015.1112371.
187. Tolcher MC, Holbert MR, Weaver AL, McGree ME, Olson JE, El-Nashar SA, Famuyide AO, Brost
BC. Predicting Cesarean Delivery After Induction of Labor Among Nulliparous Women at Term.
Obstet Gynecol. 2015;126(5):1059-1068. doi:10.1097/aog.0000000000001083.
188. Ben-Harush Y, Kessous R, Y. Weintraub A, Aricha-Tamir B, Steiner N, Spiegel E, Hershkovitz R.
The use of sonographic cervical length assessment for the prediction of time from induction to
delivery. J Matern Neonatal Med. 2016;29(14):2332-2336.
doi:10.3109/14767058.2015.1085018.
189. Prado CA de C, Araujo Júnior E, Duarte G, Quintana SM, Tonni G, Cavalli R de C, Marcolin AC.
Predicting success of labor induction in singleton term pregnancies by combining maternal and
ultrasound variables. J Matern Fetal Neonatal Med. 2016;29(21):3511-3518.
doi:10.3109/14767058.2015.1135124.
190. Gabbay-Benziv R, Hadar E, Ashwal E, Chen R, Wiznitzer A, Hiersch L. Induction of labor: does
125
indication matter? Arch Gynecol Obstet. 2016;294(6):1195-1201. doi:10.1007/s00404-016-4171-
1.
191. Uygur D, Ozgu-Erdinc AS, Deveer R, Aytan H, Mungan MT. Fetal fibronectin is more valuable
than ultrasonographic examination of the cervix or Bishop score in predicting successful
induction of labor. Taiwan J Obstet Gynecol. 2016;55(1):94-97. doi:10.1016/j.tjog.2014.06.009.
192. Gonen R, Degani S, Ron A. Prediction of successful induction of labor: Comparison of
transvaginal ultrasonography and the bishop score. Eur J Ultrasound. 1998;7(3):183-187.
doi:10.1016/S0929-8266(98)00042-1.
193. Gultekin S, Gultekin IB, Icer B, Yilmaz E, Alkan A, Kucukozkan T. Comparison of elastosonography
and digital examination of cervix for consistency to predict successful vaginal delivery after
induction of labor with oxytocin. J Matern Neonatal Med. 2017;30(23):2795-2799.
doi:10.1080/14767058.2016.1263296.
194. Ivars J, Garabedian C, Devos P, Therby D, Carlier S, Deruelle P, Subtil D. Simplified Bishop score
including parity predicts successful induction of labor. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol.
2016;203:309-314. doi:10.1016/j.ejogrb.2016.06.007.
195. Hernández-Martínez A, Pascual-Pedreño AI, Baño-Garnés AB, Melero-Jiménez MR, Tenías-Burillo
JM, Molina-Alarcón M. Predictive model for risk of cesarean section in pregnant women after
induction of labor. Arch Gynecol Obstet. 2016;293(3):529-538. doi:10.1007/s00404-015-3856-1.
196. Ashwal E, Hadar E, Chen R, Aviram A, Hiersch L, Gabbay-Benziv R. Effect of fetal gender on
induction of labor failure rates. J Matern Neonatal Med. 2017;30(24):3009-3013.
doi:10.1080/14767058.2016.1271410.
197. Levine LD, Downes KL, Parry S, Elovitz MA, Sammel MD, Srinivas SK. A validated calculator to
estimate risk of cesarean after an induction of labor with an unfavorable cervix. Am J Obstet
Gynecol. 2018;218(2):254.e1-254.e7. doi:10.1016/j.ajog.2017.11.603.
198. Gillor M, Vaisbuch E, Zaks S, Barak O, Hagay Z, Levy R. Transperineal sonographic assessment of
angle of progression as a predictor of successful vaginal delivery following induction of labor.
Ultrasound Obstet Gynecol. 2017;49(2):240-245. doi:10.1002/uog.15931.
199. Kawakita T, Reddy UM, Huang C-C, Auguste TC, Bauer D, Overcash RT. Predicting vaginal delivery
in nulliparous women undergoing induction of labor. Am J Perinatol. 2018;35(7):660-668.
doi:10.1016/j.ajog.2016.11.938.
200. Al-Adwy AM, Sobh SM, Belal DS, Omrar EF, Hassan A, Saad AH, Afifi MM, Nada AM. Diagnostic
accuracy of posterior cervical angle and cervical length in the prediction of successful induction
of labor. Int J Gynecol Obstet. 2018;141(1):102-107. doi:10.1002/ijgo.12425.
201. Dammer U, Bogner R, Weiss C, Faschingbauer F, Pretscher J, Beckmann MW, Sütterlin M, Kehl S.
Influence of body mass index on induction of labor: A historical cohort study. J Obstet Gynaecol
Res. 2018;44(4):697-707. doi:10.1111/jog.13561.
202. Strobel E, Sladkevicius P, Rovas L, De Smet F, Dejin Karlsson E, Valentin L. Bishop score and
ultrasound assessment of the cervix for prediction of time to on set of labor and time to delivery
126
in prolonged pregnancy. Ultrasound Obstet Gynecol. 2006;28(3):298-305. doi:10.1002/uog.2805.
203. Elghorori MR, Hassan I, Dartey W, Abdel-Aziz E, Bradley M. Comparison between subjective and
objective assessments of the cervix before induction of labour. J Obstet Gynaecol.
2006;26(6):521-526. doi:10.1080/01443610600797459.
204. Kolkman DGE, Verhoeven CJM, Brinkhorst SJ, Van Der Post JAM, Pajkrt E, Opmeer BC, Mol BJ.
The bishop score as a predictor of labor induction success: A systematic review. Am J Perinatol.
2013;30(8):625-630. doi:10.1055/s-0032-1331024.
205. Verhoeven CJM, Mulders LGM, Oei SG, Mol BWJ. Does ultrasonographic foetal head position
prior to induction of labour predict the outcome of delivery? Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol.
2012;164(2):133-137. doi:10.1016/j.ejogrb.2012.06.002.
206. Kagan KO, Sonek J. How to measure cervical length. Ultrasound Obstet Gynecol. 2015;45:358-
362. doi:10.1002/uog.14742.
207. Verhoeven CJM, Oudenaarden A, Hermus MAA, Porath MM, Oei SG, Mol BWJ. Validation of
models that predict Cesarean section after induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol.
2009;34(3):316-321. doi:10.1002/uog.7315.
208. Bertossa P, Novakov Mikic A, Stupar ZT, Milatovic S, Boulvain M, Irion O, Martinez de Tejada B.
Validity of clinical and ultrasound variables to predict the risk of cesarean delivery after
induction of labor. Obstet Gynecol. 2012;120(1):53-59. doi:10.1097/AOG.0b013e31825b9adb.
209. Mazza E, Parra-Saavedra M, Bajka M, Gratacos E, Nicolaides K, Deprest J. In vivo assessment of
the biomechanical properties of the uterine cervix in pregnancy. Prenat Diagn. 2014;34(1):33-
41. doi:10.1002/pd.4260.
210. Mazza E, Nava A, Bauer M, Winter R, Bajka M, Holzapfel GA. Mechanical properties of the
human uterine cervix: An in vivo study. Med Image Anal. 2006;10(2):125-136.
doi:10.1016/j.media.2005.06.001.
211. Bauer M, Mazza E, Jabareen M, Sultan L, Bajka M, Lang U, Zimmermann R, Holzapfel GA.
Assessment of the in vivo biomechanical properties of the human uterine cervix in pregnancy
using the aspiration test A feasibility study. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol. 2009;144(SUPPL
1):77-81. doi:10.1016/j.ejogrb.2009.02.025.
212. Swiatkowska-Freund M, Preis K. Cervical elastography during pregnancy: Clinical perspectives.
Int J Womens Health. 2017;9:245-254. doi:10.2147/IJWH.S106321.
213. Londero AP, Schmitz R, Bertozzi S, Driul L, Fruscalzo A. Diagnostic accuracy of cervical
elastography in predicting labor induction success: a systematic review and meta-analysis. J
Perinat Med. 2016;44(2):167-178. doi:10.1515/jpm-2015-0035.
214. Parra-Saavedra M, Gómez L, Barrero A, Parra G, Vergara F, Navarro E. Prediction of preterm
birth using the cervical consistency index. Ultrasound Obstet Gynecol. 2011;38(1):44-51.
doi:10.1002/uog.9010.
215. Baños N, Murillo-Bravo C, Julià C, Migliorelli F, Perez-Moreno A, Ríos J, Gratacos E, Valentin L,
Palacio M. Mid-trimester sonographic Cervical Consistency Index to predict spontaneous
127
preterm birth in a low-risk population. Ultrasound Obstet Gynecol. 2018;51(5):629-636.
doi:10.1002/uog.17482.
216. Hadlock FP, Harrist RB, Carpenter RJ, Deter RL, Park SK. Sonographic Estimation of Fetal Weight.
Radiology. 1984;150:535-540. doi:10.1148/radiology.150.2.6691115.
217. Society of Maternal-Fetal (SMFM) Publications Committee. SMFM Statement on Elective
Induction of Labor in Low-Risk Nulliparous Women at Term: The ARRIVE Trial. Am J Obstet
Gynecol. 2018:3-6. doi:10.1016/j.ajog.2018.08.009.
218. Sotiriadis A, Petousis S, Thilaganathan B, Figueras F, Martins WP, Odibo AO, Dinas K, Hyett J.
Maternal and perinatal outcomes after elective labor induction at 39 weeks in uncomplicated
singleton pregnancies: a meta-analysis. Ultrasound Obstet Gynecol. 2018;53:26-35.
doi:10.1002/uog.20140.
219. Gibbs Pickens CM, Kramer MR, Howards PP, Badell ML, Caughey AB, Hogue CJ. Term Elective
Induction of Labor and Pregnancy Outcomes Among Obese Women and Their Offspring. Obstet
Gynecol. 2018;131(1):12-22. doi:10.1097/AOG.0000000000002408.
220. Knight HE, Cromwell DA, Gurol-Urganci I, Harron K, van der Meulen JH, Smith GCS. Perinatal
mortality associated with induction of labour versus expectant management in nulliparous
women aged 35 years or over: An English national cohort study. PLoS Med. 2017;14(11):1-14.
doi:10.1371/journal.pmed.1002425.
221. Kawakita T, Bowers K, Khoury JC. Nonmedically Indicated Induction of Labor Compared with
Expectant Management in Nulliparous Women Aged 35 Years or Older. Am J Perinatol.
2019;36(1):45-52. doi:10.1055/s-0038-1648228.
222. Jay A, Thomas H, Brooks F. In labor or in limbo? The experiences of women undergoing
induction of labor in hospital: Findings of a qualitative study. Birth. 2018;45(1):64-70.
doi:10.1111/birt.12310.
223. Davey M-A, King J. Caesarean section following induction of labour in uncomplicated first births-
a population-based cross-sectional analysis of 42,950 births. BMC Pregnancy Childbirth.
2016;27:1-9. doi:10.1186/s12884-016-0869-0.
224. Bahn SA, Jacobson J, Petersen F. Maternal and neonatal outcome following prolonged labor
induction. Obstet Gynecol. 1998;92(3):403-407. doi:10.1016/S0029-7844(98)00188-4.
225. Caughey AB, Sundaram V, Kaimal AJ, Gienger A, Cheng YW, McDonald KM, Shaffer BL, Owens
DK, Bravata DM. Systematic Review: Elective Induction of Labor Versus Expectant Management
of Pregnancy. Ann Intern Med. 2009;151(4):252-263. doi:10.7326/0003-4819-151-4-200908180-
00007.
226. Cheng YW, Eden KB, Marshall N, Pereira L, Caughey AB, Guise JM. Delivery After Prior Cesarean:
Maternal Morbidity and Mortality. Clin Perinatol. 2011;38(2):297-309.
doi:10.1016/j.neuroimage.2013.08.045.The.
227. Wei S, Wo BL, Xu H, Luo ZC, Roy C, Fraser WD. Early amniotomy and early oxytocin for
prevention of, or therapy for, delay in first stage spontaneous labour compared with routine
128
care. Cochrane Database Syst Rev. 2009;(2). doi:10.1002/14651858.CD006794.
228. Crane JMG. Factors predicting labor induction success: a critical analysis. Clin Obs Gynecol.
2006;49(3):573-584. doi:00003081-200609000-00017.
229. Goto E. Comparing the accuracy of maternal, clinical, and ultrasound estimations to predict
birthweight: a meta-analysis. Acta Obstet Gynecol Scand. 2017;96(11):1289-1299.
doi:10.1111/aogs.13208.
230. Feltovich H, Hall TJ, Berghella V. Beyond cervical length: Emerging technologies for assessing the
pregnant cervix. Am J Obstet Gynecol. 2012;207(5):345-354. doi:10.1016/j.ajog.2012.05.015.
231. Badir S, Mazza E, Zimmermann R, Bajka M. Cervical softening occurs early in pregnancy:
Characterization of cervical stiffness in 100 healthy women using the aspiration technique.
Prenat Diagn. 2013;33(8):737-741. doi:10.1002/pd.4116.
232. Molina FS, Gómez LF, Florido J, Padilla MC, Nicolaides KH. Quantification of cervical
elastography: A reproducibility study. Ultrasound Obstet Gynecol. 2012;39(6):685-689.
doi:10.1002/uog.11067.
233. Hernandez-Andrade E, Hassan SS, Ahn H, Korzeniewski SJ, Yeo L, Chaiworapongsa T, Romero R.
Evaluation of cervical stiffness during pregnancy using semiquantitative ultrasound
elastography. Ultrasound Obs Gynecol. 2013;41(2):152-161. doi:10.1002/uog.12344.
234. Fruscalzo A, Schmitz R. Quantitative cervical elastography in pregnancy. Ultrasound Obstet
Gynecol. 2012;40:612-613. doi:10.1002/uog.12474.
235. Carlson LC, Hall TJ, Rosado-Mendez IM, Palmeri ML, Feltovich H. Detection of Changes in
Cervical Softness Using Shear Wave Speed in Early versus Late Pregnancy: An in Vivo Cross-
Sectional Study. Ultrasound Med Biol. 2018;44(3):515-521.
doi:10.1016/j.ultrasmedbio.2017.10.017.
236. Lilford RJ, van Coeverden de Groot HA, Moore PJ, Bingham P. The relative risks of caesarean
section (intrapartum and elective) and vaginal delivery: a detailed analysis to exclude the effects
of medical disorders and other acute pre-existing physiological disturbances. BJOG An Int J
Obstet Gynaecol. 1990;97(10):883-892. doi:10.1111/j.1471-0528.1990.tb02442.x.
237. Kang WS, Park KH, Kim SN, Shin DM, Hong JS, Jung HJ. Degree of cervical shortening after initial
induction of labor as a predictor of subsequent successful induction. Ultrasound Obstet Gynecol.
2010;36(6):749-754. doi:10.1002/uog.7617.
238. Baños N, Perez-Moreno A, Julià C, Murillo-Bravo C, Coronado D, Gratacos E, Deprest J, Palacio
M. Quantitative analysis of the cervical texture by ultrasound in the mid-pregnancy is associated
with spontaneous preterm birth. Ultrasound Obstet Gynecol. 2018;51(5):637-643.
doi:10.1002/uog.17525.
239. Baños N, Perez-Moreno A, Migliorelli F, Triginer L, Cobo T, Bonet-Carne E, Gratacos E, Palacio M.
Quantitative Analysis of the Cervical Texture by Ultrasound and Correlation with Gestational
Age. Fetal Diagn Ther. 2016;41(4):265-272. doi:10.1159/000448475.
