Nueva tabla para estimación del peso fetal por examen ultrasonográfico

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1 Dr. Rudecindo Lagos S, y cols. Revista Chilena de Ultrasonografía. Volumen 5 / Nº 1 / 2002 Nueva tabla para estimación del peso fetal por examen ultrasonográfico Drs. Rudecindo Lagos S. (1,2,3), Rodolfo Espinoza G. (1,2,), Sr. Juan José Orellana (2,3) 1. Maternidad Hospital Regional Temuco 2. Facultad de Medicina, Universidad de la Frontera (UFRO) 3. Centro de Formación, Investigación en Medicina Basada en Evidencias. CIGES, UFRO 14 Abstract It is presented a table for the estimation of fetal weight. This table is a complementary result of a previous study that use four ultrasound variables (femoral length, biparietal diameter, head and abdominal circumference) to estimate the fetal weight (formula). This formula was published by the authors at Revista Chilena de Ultrasonografía en Medicina y Biología. This is a cohort study with newborns, with an ultrasound exam during their fetal stage, at most a week from their delivery. The pregnancies came from Temuco city (120 meter higher above see level) during years that accomplish the following selection criteria: 1) know pregnant age (by an ultrasound exam under the 12 th week of gestation), 2) single pregnant without malformation, 3) alive new born child with 26 to 42 weeks of gestations. In a total of 432 cases it was obtained a simple logarithmic equation that use the best two ultrasound variables of four (femoral length and head circumference) as a predictor of the fetal weight. This bivariated formula was presented as a two dimensional table. The estimated fetal weight of the study cases by out table and estimated by the international tables currently in use (Hadlock & col) were compared with the real weight at delivery. In our population, the table that we are presenting show to be valid a relieve. The adjusted coefficient of correlation was 94.88%, the observed correlation between the estimated values and the real ones was 96.46%. The table presented by Hadlock sub estimate systematically and significantly (p-value < 0.05) the fetal weight from week 34 to 42. Key words: Fetal weigh, Table, Weight at deliver. Resumen Se presenta una tabla para la estimación de peso fetal. Esta tabla es resultado complementario de un estudio previo que utiliza cuatro variables fetales para la estimación de peso in útero (fórmula) publicada por los autores en la Revista Chilena de Ultrasonografía en Medicina y Biología. Este es un estudio de cohorte prospectivo de recién nacidos que tuvieron en el periodo fetal su última ultrasonografía siete o menos días del parto, embarazadas de la ciudad de Temuco (120 metros sobre el nivel del mar) años que cumplían los siguientes criterios: 1) edad gestacional conocida (ultrasonografía precoz menor de 12 semanas); 2) embarazos únicos sin malformaciones, 3) recién nacidos vivos de 26 a 42 semanas al parto. En un total de 432 casos se obtuvo una ecuación logarítmica simplificada con medición de fémur y circunferencia abdominal para la predicción de peso fetal. Se comparan los pesos neonatales observados, con los peso fetales estimados por la fórmula simplificada (tabla) de este estudio y los estimados por la tabla de Hadlock. Para nuestra población la tabla de estimación fetal obtenida, muestra ser confiable. El coeficiente de correlación ajustado en el modelo resulta ser de 94.9%, la correlación entre peso estimado y el observado al nacimiento fue de 96.5%. La distribución de frecuencia de errores de estimación superiores al 10 % en la estimación del peso fetal, ocurrió en 21.1 % de los casos para nuestra tabla, versus 31.7 % con la tabla de Hadlock. Palabras claves: Peso fetal estimado, Tabla, Peso neonatal observado. Introducción El peso fetal estimado por ultrasonografía es considerado hoy el mejor predictor del crecimiento fetal, permitiendo diagnosticar oportunamente patrones de crecimiento fetal normal y anormal (restricción o macrosomía fetal) (1,2). Para la estimación del peso fetal se han usado ecuaciones de regresión construida con distintos segmentos corporales fetales, Warsof et al 1977 (3), construyó un modelo matemático (ecuación logarítmica) que incluía diámetro biparietal (DBP) y Circunferencia Abdominal (CA), donde el error de estimación fue de ±10.6 %. Estudios posteriores encontraron que este modelo subestimaba sistemáticamente los pesos (4, 5). Shepard 1982 (4), utilizando similar modelo modificó la fórmula disminuyendo el error de estimación a ± 9 %. Hadlock et al. aportaron en 1984 (6), dos modelos matemáticos. En el primero se incluía como variable CA y el largo femoral (LF), disminuyendo el error de estimación del peso a ± 8 %. El

2 Nueva tabla para estimación del peso fetal por examen ultrasonográfico. Rev Chil Ultrasonog 2002; 5: segundo modelo incluía tres variables : BDP, CA y LF, que logran una mejor aproximación al peso real. El inconveniente de utilizar tres variables es que impide el uso de tablas bidimensional que permitan la obtención rápida y simplificada del peso fetal. En estudio previo (7), se construyó formula: ( * CA * CC LF (10 * BDP) ) utilizando las 4 biometrías antes señaladas, que probó ser más válida que la formula de comparación de Hadlock: (10 ( * CA * LF * BDP * CA * LF) ) observándose un error de estimación mayor al 10% en sólo un 18.1% de los casos, en comparación a un 29.8% de la fórmula de Hadlock. Objetivos El propósito de este nuevo estudio es la construcción de una tabla bidimensional para estimación de peso fetal desde las 25 semanas de gestación, que mejor estime el peso real de nuestros fetos y comparar, para nuestra tabla y la de Hadlock, la distribución de frecuencia de errores de estimación los pesos fetales superiores al 10 % respecto al peso neonatal. Material y método El estudio se realizó con datos obtenidos entre los años 1994 y 2000 de embarazadas de la ciudad de Temuco (120 metros sobre el nivel del mar) y que cumplían los siguientes criterios: 1) edad gestacional segura estimada por ecografía precoz (menor de 12 semanas) utilizando referencia publicada por Robinson y Flemming (8), 2) embarazo único sin malformaciones y 3) recién nacido vivos, de 26 a 42 semanas al parto. Este es un estudio prospectivo con fetos cuya última ecografía de crecimiento se efectuó a 7 o menos días del parto. La fetometría se efectúo con técnica propuesta por Hadlock y col ( 9, 10, 11) : Cabeza: imagen de cráneo en corte transversal con tálamo visualizado en línea media equidistante de tablas parietales y cavum septum pellucidum hacia frontal (Figura 1). DBP medido de tabla externa parietal proximal a tabla interna de parietal distal, DOF de tabla externa a externa, para cálculo de CC se utilizó: a) Fórmula [DBP + DOF x 1.62 ] propuesta por Jeanty y col (12) o b) medición directa por método de la elipse. Abdomen: imagen transversal con vista de columna, estómago y porción umbilical de vena porta izquierda (Figura 2). 15 Cabeza Abdomen Fémur Figura 1. Distribución de los pesos de nacimiento según edad gestacional y percentiles 10 y 90 de los pesos de nacimientos observado en nacidos vivos en Temuco Figura 2. Distribución de diferencias relativas (errores) entre los pesos fetales estimados por tabla y los neonatales observados

3 Dr. Rudecindo Lagos S, y cols. Revista Chilena de Ultrasonografía. Volumen 5 / Nº 1 / La medición de DAT y DAAP fue desde la parte más externa de piel a cada lado; CA calculado mediante fórmula estándar de perímetro [DAAP + DAT x 1.57]; o medido también por método de elipse. Fémur: fue medido en vista sagital del hueso, excluyendo a nivel distal: cartílago hiperecogénico y epífisis femoral distal (Figura 3).Los exámenes ecográficos fueron hechos por un mismo operador en equipos : Toshiba Sal 32-R con transductor lineal de 3,5 MHz, y Philips P-600 y P-700 con transductores convexos de 3,5 MHz. Los datos fueron registrados y procesados inicialmente en la base computacional del Sistema Informático Perinatal SIP, dependiente del CLAP OPS/OMS que es una base de registro continuo de datos de la historia perinatal (13). Análisis estadístico Se utiliza regresión lineal múltiple para predecir el Log10 del peso fetal en función de la componente principal de las variables ecográficas CA y LF. La confiabilidad estadística del modelo predictivo es evaluada mediante el método de muestras divididas (14). La validez y significación clínica de esta tabla y la de Hadlock, son estudiadas mediante las diferen- Tabla I. Semanas de gestación al parto. Semana n % Total Tabla II. Características biológicas generales de las embarazadas. Maternas Promedio +- 1DE Min Max Edad (años) Paridad Talla (cm) Peso Pre-Gest.(Kg) IMC cias relativas entre los pesos estimados por las tablas y los pesos reales observados, poniendo como punto de corte un de error de estimación de 10%. Resultados De los 2179 casos incluidos en la base del SIP que cumplían los criterios de selección, 432 casos tuvieron su última ecografía a 7 o menos días del parto (promedio 2.8 días). Al categorizar la edad gestacional en tres grupos se observa: 10.7% de casos con edad gestacional al parto de 26 a 32 semanas, 18.1% de las 33 a las 37 semanas y un 71.3 % de las 38 a las 42 semanas. La distribución de frecuencia por semana de gestación se muestra en la Tabla I. El perfil de edad, paridad, talla, peso pregestacional e índice de masa corporal (IMC) de las embarazadas se muestra en Tabla II. Los pesos de nacimiento del grupo en estudio cubren los valores observados en la población general. La Figura 1 muestra distribución de los pesos de nacimiento según edad gestacional con relación a los percentiles suavizados, 10 y 90 de peso de nacimiento obtenido en nacidos vivos en Temuco. La distribución del numero de días entre el parto y la última ecografía se muestra en Tabla III. Se destaca que el 35% tuvo cero o un día de diferencia y el 63 % de los casos tuvo una diferencia menor o igual a 3 días. Con el total de 432 casos y utilizando modelos de regresión lineal múltiple para predecir el logaritmo del peso, y teniendo como predictores las cuatro variables ecográficas fetales, se seleccionaron las dos que mostraron ser de mayor predictividad, estas fueron CA y LF, obteniéndose el siguiente modelo predictivo: Peso estimado=10^( *CA *LF ). El modelo presenta las siguientes características: a) R2 ajustado = 93.9 % b) Correlación peso real y estimado = 96.0 % Este modelo bidimensional se presenta como formula y tabla de cruce de sus dos componentes predictivas, CA y LF, que se adjuntan. Tabla III. Distribución de frecuencia del número de días entre la última ultrasonografía y el parto. Días Dif Eco/Parto n % % Acum Total

4 Nueva tabla para estimación del peso fetal por examen ultrasonográfico. Rev Chil Ultrasonog 2002; 5: ESTIMACIÓN DE PESO FETAL POR CIRCUNFERENCIA ABDOMINAL (CA mm) Y LONGITUD FEMORAL (LF mm). Lagos RA., Espinoza RH., Orellana JJ. CA LF Formula bidimensional para estimación de peso fetal mediante Circunferencia Abdominal (CA) y Largo Femoral (LF): 10^( *CA *LF)

5 Dr. Rudecindo Lagos S, y cols. Revista Chilena de Ultrasonografía. Volumen 5 / Nº 1 / 2002 ESTIMACIÓN DE PESO FETAL POR CIRCUNFERENCIA ABDOMINAL (CA mm) Y LONGITUD FEMORAL (LF mm). Lagos R., Espinoza R., Orellana J. 18 CA LF Formula bidimensional para estimación de peso fetal mediante Circunferencia Abdominal (CA) y Largo Femoral (LF): 10^( *CA *LF)

6 Nueva tabla para estimación del peso fetal por examen ultrasonográfico. Rev Chil Ultrasonog 2002; 5: Tabla IV. Distribución de frecuencia de error de estimación superiores al 10% según dos modelos predictivos y tres grupos de edad gestacional. Modelo Edad Gestacional (Semanas) Total Predictivo (432 casos) (52 casos) (90 casos) (290 casos) n % n % n % n % Tabla de Hadlock Tabla de Lagos Error de estimación = (valor estimado - valor real) / (valor real) x 100 Para la tabla construida en nuestro centro el porcentaje de error de estimación mayor al 10% fue de sólo un 21.1% de los casos en comparación al 31.7% observado con la tabla de Hadlock. La mayores diferencias de error de estimación observados con nuestra tabla y la de Hadlock, fue en el grupo de 38 a 42 semanas de gestación donde se registro un 14.1% y 28.6% de error respectivamente (tabla 4). Una visión gráfica de las estimaciones para nuestra formula (10% de error) se muestra en Figura 2. donde el ancho de las cajas (percentiles 25, 50 y 75) es proporcional al número de observaciones de la semana. Discusión En el mejoramiento de los indicadores de mortalidad perinatal, la evaluación prenatal del crecimiento ha sido un factor fundamental. Al mejorar la sobreviva del RN prematuro, se hace imperativo una adecuada estimación de peso en edades más tempranas. Por otro lado, en los fetos de tercer trimestre, el conocimiento oportuno de un crecimiento inadecuado, nos permite concentrar en ellos recursos para una vigilancia más estricta de la unidad feto placentaria. Este modelo bidimensional estima el peso fetal midiendo solo LF y CA, permite ser utilizado como fórmula en software convencional para aquellos fetos en que no es factible la medición de cráneo. Por otro lado, aunque la mayoría de los ecotomógrafos actuales incluye formulas de estimación de peso fetal, muchos equipos existentes en los distintos niveles de atención materna no disponen de dicho recurso, por lo que parecía relevante la construcción de una tabla bidimensional para la estimación rápida y facilitada del peso fetal. En nuestro medio se utilizan las tablas de estimación de peso fetal, publicadas por Shepard y Hadlock. El primero utiliza CA y DBP para la estimación de peso, mientras que el último (Hadlock) utiliza CA y LF. Dado que los mejores predictores observados en este estudio son CA y LF, no se considera en las comparaciones la tabla de Shepard, considerando a priori una predictividad más baja. Comparando pesos estimados y observados ambas tablas muestran un comportamiento similar en el periodo de pretérmino (< 38 semanas) la ventaja de nuestro modelo es significativa sólo en embarazadas de término respecto a la clásica tabla de Hadlock, quien para este periodo subestima sistemáticamente los pesos. Creemos importante aumentar el número de casos con edades gestacionales precoces. De esta forma se aumentará la precisión y la confiabilidad de las estimaciones en este grupo, esperamos aumentar la casuística con un estudio mayor idealmente multicéntrico. Bibliografía 1. Juez G, Lucero E, Ventura-Juncá P. Crecimiento intrauterino en recién nacidos chilenos de clase media. Rev Chil Pediat 1989; 60 : Weldt E. Rosselot S, Tohá D, Andrade C. Evaluación del crecimiento intrauterino mediante el peso de nacimiento. Rev Chil Pediatr 1988; 59: Warsof SL, Gohari P, Berkowitz RL, Hobbins JC. The estimation of fetal weight by computer assisted analysis. Am J Obstet Gynecol 1977; 128: Shepard MJ, Ricards VA, Berkowitz RL. An evaluation of two equations for predicting fetal weight by ultrasound. Am J Obstet Gynecol 1982; 142: Deter RL, Hadlock FP, Harris RB, Carpenter RJ. Evaluation of three methods for obtaining fetal weight estmates using dynaming image ultrasound. J Clin Ultrasound 1981; 9: Hadlock FP, Harrist RB, Carpenter RJ. y col. Sonographyc estimation of fetal weight. Radiology 1984; 150: Lagos RA, Espinoza R, Orellana JJ. Nueva fórmula para estimación del peso fetal por examen ultrasonográfico. Rev Chil Ultrasonog 2001; 4: Robinson HP, Flemming JE. A critical evaluation of sonar crown-rump length measurments. Br J Obstet Gynaecol 1975; 82: Hadlock FP, Ronald MD, et al. Estimating fetal age using multiples parameters: A prospective evaluation in racially mixed population. Am J Obstet Gynecol 1987; 156: Hadlock P, Russell L, Deter RL, et al. Estimating fetal age: computer assisted analysis of multiples fetal growth parameters. Radiology 1984; 152: Hadlock FP, Harris RB, Scharman RS y col. Estimation of fetal weigth with the use of head, body, and femur measurements: A prospective study. Am J Obstet Gynecol 1985; 151 : Jenty P y col. Fórmula para compensar perímetro cafálico en medición manual. DNP Boletin CLAP 19/94: Normatización de ecografías obstétricas. Montevideo, Uruguay Kleinbaum, Kupper & Muller. Applied Regression Analysis and Other Multivariable Methods. 2d edition. PWS-KENT Publishing Company (pag 330). 19