ARTÍCULO DE INVESTIGACIÓN Utilidad de la ultrasonografía obstétrica en la detección de restricción intrauterina del crecimiento fetal en el embarazo a término Sócrates Aedo M 1, Pablo Vega R 2, José F Vargas B 2, María José Cabrera G 1, Enrique Bardi O 3, David Bakal A 1, Italo Campodónico G 1. RESUMEN Introducción: La búsqueda de restricción intrauterina del crecimiento fetal (RCIU) se plantea como necesaria para reducir la morbimortalidad fetal asociada. Objetivo: Establecer la validez de la estimación de peso fetal ultrasonográfico (EPFUS) por fórmula de Hadlock 1985, a 3 días previos al parto en la detección de RCIU en el embarazo a término. Material y método: Estudio observacional de cohorte retrospectivo entre agosto 2004 a diciembre 2009, en el Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné Brousse, en 910 gestantes con embarazo único de 37 o más semanas de edad gestacional pediátrica, en quienes se haya realizado una ecografía a 3 o menos días del parto. Resultados: La población seleccionada en este estudio presentó una prevalencia de RCIU de 7,47%, que resulta similar a la observada en la población obstétrica general. La EPFU por Hadlock 1985, presentó una sensibilidad de 72,1% [CI 95%: 60,4 a 81,3%], especificidad 94,2% [CI 95%: 92,4 a 95,6%], valor predictivo positivo de 50% [CI 95%: 40,3 a 59,7%], valor predictivo negativo de 97,7% [CI 95%: 96,4 a 98,5%] para la detección de RCIU. Conclusión: Dadas las prevalencias de RCIU en nuestra población obstétrica general, no se justifica el uso rutinario de la ecografía en el embarazo a término en la búsqueda de dicha condición. Palabras clave: Restricción intrauterina del crecimiento, estimación de peso fetal ultrasonográfico, biometría fetal. SUMMARY Introduction: It is necessary to search for intrauterine growth restriction (IUGR) in order to reduce the fetal morbimortality associated with it. Objective: To establish the validity of ultrasonographic weight estimation (EPFU) using the formula Hadlok 1985, to 3 days before birth to detect IUGR, in the pregnancy to term. Material and method: A retrospective cohort observational study was carried out between August 2004 until December 2009 at Obstetrics and Gynecology Department, 1 Médico. Departamento de Obstetricia y Ginecología Campus Oriente de Peñalolén, Facultad de Medicina, Universidad de Chile. 2 Internos. Departamento de Obstetricia y Ginecología Campus Oriente de Peñalolén, Facultad de Medicina, Universidad de Chile. 3 Unidad Ultrasonografía. Servicio de Obstetricia y Ginecología, Hospital Dr. Luis Tisné Brousse. Correspondencia: Sócrates Aedo M. Av. Las Torres 5100 Peñalolén, Santiago. Chile. Email: saedo@vtr.net 22
UTILIDAD DE LA ULTRASONOGRAFÍA OBSTÉTRICA EN LA DETECCIÓN DE RESTRICCIÓN INTRAUTERINA DEL CRECIMIENTO FETAL EN EL EMBARAZO A TÉRMINO Dr. Luis Tisné Brousse Hospital, in 910 pregnant women with a unique pregnancy and 37 weeks or more of pediatric gestational age that had an ultrasonography no more than 3 days before delivery. Results: This study showed a prevalence for IUGR of 7,47%, similar to that seen in the general obstetrical population. The UEFW by Hadlock 1985, showed a sensibility of 72,1% [CI 95%: 60,4 a 81,3%], specificity 94,2 [CI 95%: 92,4 a 95,6%], positive predictive value 50% [CI 95%: 40,3 a 59,7%], negative predictive value 97,7% [CI 95%: 96,4 a 98,5%] for the detection of IUGR. Conclusion: Given the prevalence of IUGR in our general obstetric population, it is not justify routine use of ultrasound in the pregnancy to term in the search for the condition. Key words: Intrauterine growth restriction, Sonographic estimation of fetal weight, Fetal biometry. INTRODUCCIÓN Se define como restricción intrauterina del crecimiento fetal (RCIU) a aquella condición en que el feto posee una estimación de peso fetal menor al percentil 10 para esa población a una determinada edad gestacional 1-5. Esta condición involucra un mayor riesgo de morbimortalidad perinatal 5-10, por lo que su pesquisa oportuna resulta relevante en el adecuado manejo de ella 11. Actualmente, la estimación del peso fetal ultrasonográfico (EPFU) utilizando la biometría fetal es considerado el mejor predictor de crecimiento fetal 12-15, observándose que la fórmula de Hadlock 1985, presenta la mayor validez 16,17 ; no obstante, existe consenso en que este método sobreestima la presencia de RCIU 11,18-24. En este estudio se plantea valorar la validez de la EPFU por fórmula de Hadlok 1985 16,17 realizada tres días o menos antes del parto en recién nacidos a término (RNT), para la detección de RCIU. MATERIAL Y MÉTODO Se realizó un estudio observacional de cohorte retrospectivo entre agosto 2004 y diciembre 2009 en el Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné Brousse, seleccionando 910 gestantes con embarazo único de 37 o más semanas de edad gestacional pediátrica, sin presencia de malformaciones fetales y ultrasonografía obstétrica efectuada a 3 o menos días antes del parto. Para precisar el tamaño de la muestra 25-26 se utilizó: 1) Información en estudios previos de indicadores clínicos de ultrasonografía en MF (sensibilidad 70% y especificidad 90% 2,24 ; 2) El 7% de frecuencia de RCIU reportada en estudios previos 2 ; 3) Potencia del 90%; 4) Un nivel de confianza de 95% a dos colas. La muestra mínima es de 758 gestantes. Para cada mujer gestante se consignaron edad materna, edad gestacional al parto, multiparidad, diabetes, síndrome hipertensivo del embarazo, EPFU estimada por fórmula de Hadlock 1985 16,17, intervalo de tiempo desde la realización de la EPFU al parto (días), tipo de parto (cesárea, fórceps y/o parto vaginal espontáneo), sexo masculino de recién nacido, peso recién nacido, talla recién nacido, apgar bajo al minuto (valor menor o igual a 5), apgar bajo a los 5 minutos (valor menor o igual a 5). Toda la información antes señalada fue recolectada a partir de la base de datos del Servicio de Neonatología y de la Unidad de Ultrasonografía del Centro de Referencia en Salud Cordillera Oriente. Se utilizó el programa File Maker Pro Advanced 9.0 v1 para generar una base con la información, realizando su análisis estadístico con Stata 11.0. Cabe recalcar que previo al análisis estadístico se elaboró la información respecto a su integridad y a la existencia de errores. Para cada variable cuantitativa y ordinal se determinan sus medidas de tendencia central (media, mediana), dispersión (rango intercuartílico, desviación estándar) y de forma (curtosis y simetría), evaluando la hipótesis nula acerca de la normalidad con la prueba de Shapiro- Wilk 29,30. Las variables nominales dicotómicas (variables indicadoras) son descritas en términos de proporciones con sus respectivos intervalos de confianza 31. Se clasifica el peso nacimiento y la EPFU por Hadlock 1985 16,17, de acuerdo a la presencia de RCIU según curvas de Alarcón 4, procediendo a estimar sensibilidad, especificidad, razón de verosimilitud (positiva y negativa), proporción de falsos (positivos y negativos) y valores predictivos (positivos y negativos) 32,33. A partir de la razón de verosimilitud positiva obtenida se realiza un análisis de sensibilidad para diferentes prevalencias de RCIU. RESULTADOS En la Tabla I se observan las medidas de tendencia central, dispersión y forma para las variables cuantitativas y ordinales. En la Tabla II se describen los intervalos de confianza para las variables nominales. En la población estudiada se obtuvo una prevalencia de RCIU de 7,47%. Al evaluar la EPFU por Hadlock 23
Tabla I. Estadística descriptiva para variables cuantitativas y cualitativas (ordinales) observadas en 910 gestantes con embarazo único, edad gestacional mayor o igual a 37 semanas y ultrasonografía a 3 o menos días de su parto atendidas en el Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné Brousse entre agosto de 2004 y diciembre de 2009 Variable Media Ds Mediana Ric Curtosis Asimetría Edad materna 27,43 7,61 27 13 1,98 0,17 Edad gestacional * 38,79 1,10 39 2 2,25 0,03 Intervalo EPFUS al parto 1,68 0,97 2 1 1,97-0,07 EPFUS por Hadlock 1985 3468,36 584,33 3449,5 813 2,72 0,10 Peso recién nacido* 3492,76 532,9 3490 730 2,99 0,09 Talla recién nacido 50,36 2,05 50 3 3,27 2,05 Días al parto* 1,68 0,97 2 1 1,97-0,07 *Variable con prueba Shapiro-Wilk (p-valor >0,15); Ds = desviación estándar; Ric = rango intercuartílico. Tabla II. Proporción porcentual de casos e intervalo de confianza para variables nominales en 910 gestantes con embarazo único, edad gestacional mayor o igual a 37 semanas y ultrasonografía a 3 o menos días de su parto que se asistió en el Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Dr. Luis Tisné Brousse entre agosto de 2004 y diciembre de 2009 Variable % (número de casos) Intervalo de confianza al 95%* Multiparidad 57,91 (527) 54,7 61,12 Diabetes 9,01 (82) 7,15 10,87 Síndrome hipertensivo del embarazo 7,03 (64) 5,37 8,69 Cesárea 45,93 (418) 42,7 49,17 Parto vaginal instrumentado 4,73 (43) 3,35 6,10 Sexo masculino recién nacido 51,87 (472) 48,62 55,11 Macrosomía fetal 16,15 (147) 13,76 18,55 RCIU 7,47 (68) 5,76 9,18 Apgar bajo al minuto 3,63 (33) 2,41 4,84 Apgar bajo a los 5 minutos 0,55 (5) 0,07 1,03 *Intervalo de confianza de Wald. Figura 1. Valores predictivos positivos y negativos para la estimación de peso fetal ultrasonográfica por fórmula de Hadlock 1985 10,11 según prevalencia de restricción intrauterina del crecimiento fetal. 24
UTILIDAD DE LA ULTRASONOGRAFÍA OBSTÉTRICA EN LA DETECCIÓN DE RESTRICCIÓN INTRAUTERINA DEL CRECIMIENTO FETAL EN EL EMBARAZO A TÉRMINO 1985 (16,17) para la detección de RCIU se observa una sensibilidad de 72,1% [CI 95%: 60,4 a 81,3%], especificidad 94,2% [CI 95%: 92,4 a 95,6%], valor predictivo positivo de 50% [CI 95%: 40,3 a 59,7%], valor predictivo negativo de 97,7% [CI 95%: 96,4 a 98,5%], proporción de falsos positivos 5,8% [CI 95%: 4,4 a 7,6%], proporción de falsos negativos 27,9% [CI 95%: 18,7a 39,6%], exactitud 92,5 % [CI 95%: 90,6 a 94,1%], razón de verosimilitud positiva 12,38 [CI 95%: 9,09 a 16,87] y razón de verosimilitud negativa 0,3 [CI 95%: 0,2 a 0,44]. En la Figura 1 se observa que en la medida que se incrementa la prevalencia se obtienen mayores valores predictivos positivos. Para valores de prevalencia mayores al 8% el valor predictivo positivo alcanza valores sobre el 50%. Asimismo, prevalencias mayores al 21% y 24% alcanzan valores predictivos positivos de 70% y 80%, respectivamente. El valor predictivo negativo se reduce al aumentar la prevalencia, observándose con prevalencias entre 12% a 24% una variación desde el 98% al 91%. DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES La prevalencia de RCIU en RNT, se estima en 7,2%, y para los partos del Servicio de Obstetricia y Ginecología del Hospital Santiago Oriente en el año 2010 34, planteándose así que la muestra estudiada presenta prevalencias similares de RCIU a la población general 2, lo que posiblemente indica que no hubo criterios de selección especiales en los clínicos para la indicación de la EPFUS. Los valores predictivos obtenidos plantean la poca utilidad de este método en la búsqueda de RCIU para la población general obstétrica en RNT; no obstante ello el estudio de sensibilidad realizado, nos lleva a plantear que el uso de este método debiera ser realizado en población con adecuada prevalencia de la condición (prevalencia superior a 8%). La correcta indicación de la EPFUS para la búsqueda de RCIU debiera ser hecha considerando factores clínicos que permitan una adecuada prevalencia de la condición, y en esto es importante la indicación de la ultrasonografía en población obstétrica en quienes exista sospecha clínica de RCIU antes de las 34 semanas de gestación. REFERENCIAS 1. AMERICAN COLLEGE OF OBSTETRICIANS AND GYNECOLO- GISTS. Intrauterine growth restriction. ACOG practice bulletin no. 12. Washington, DC7 American College of Obstetricians and Gynecologists; 2000. 2. HARKNESS UF, MARI G. Diagnosis and management of intrauterine growth restriction. Clin Perinatol 2004; 31(4): 743-6. 3. BAMFO JE, ODIBO AO. Diagnosis and management of fetal growth restriction. J Pregnancy. 2011; 2011: 640715. Epub 2011 Apr 13. PubMed PMID: 21547092. 4. ALARCÓN J, ALARCÓN Y, HERING E, BUCCIONI R. Curvas antropométricas de recién nacidos chilenos. Rev Chil Pediatr 2008; 79(4): 364-37. 5. MILAD M, NOVOA J, FABRES J, SAMAMÉ M, ASPILLAGA CARLOS. Recomendación sobre curvas de crecimiento intrauterino. Rev Chil Pediatr 2010; 81(3): 264-74. 6. DE ONIS M, HABICHT JP. Anthropometric reference data for international use: recommendations from a World Health Organization Expert Committee. Am J Clin Nutr 1996; 64: 650-8. 7. GARNER P, PANPANICH R, LOGAN S. Is routine Growth monitoring effective? A systematic review of trials. Arch Dis Child 2000; 82: 197-201. 8. CLAUSSON B, GARDOSI J, FRANCIS A, CNATTINGIUS S. Perinatal outcome in SGA births defined by customized versus population-based birth weight standards. BJOG 2001; 108: 830-4. 9. MCLNTIRE DD, BLOOM SL, CASEY BM, LEVENO KJ. Birth weight in relation to morbidity and mortality among newborn infants. N Engl J Med 1999; 340: 1234-8. 10. GANTE TJ, CLARK R, THORP JA. Intrauterine growth restriction increases morbidity and mortality among premature neonates. Am J Obstet Gynecol 2004; 191: 481-7. 11. ABULHAJ M, MARTÍNEZ S, RODRÍGUEZ I, REDONDO R, TEVA M. Análisis de la tasa de detección mediante ecografía de fetos con crecimiento intrauterino restringido y pequeño para la edad gestacional. Rev Chil Obstet Ginecol 2012; 77(4): 259-62 12. JUEZ G, LUCERO E, VENTURA-JUNCÁ P. Crecimiento intrauterino en recién nacidos chilenos de clase media. Rev Chil Pediatr 1989; 60(4): 198-202. 13. WELDT E, ROSSELOT S, TOHÁ D, ANDRADE C. Evaluación del crecimiento intrauterino mediante el peso de nacimiento. Rev Chil Pediatr 1988; 59: 267-9. 14. DUDLEY NJ. A systematic review of the ultrasound estimation of fetal weight. Ultrasound Obstet Gynecol 2005; 25(1): 80-9. 15. BURD I, SRINIVAS S, PARÉ E, DHARAN V, WANG E. Is sonographic assessment of fetal weight influenced by fórmula selection? J Ultrasound Med 2009; 28(8): 1019-24. 16. AEDO S, CANO F, BARDI E, ROMÁN E, GONZÁLEZ R, ALARCÓN J, ET AL. En el embarazo a término, la validez del peso fetal ultrasonográfico es influido por la fórmula seleccionada. Rev Obstet Ginecol Hosp Santiago Oriente Dr. Luis Tisné Brousse 2011; 6 (1): 13-22. 25
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