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JURADO EVALUADOR
_________________________________ Dr. OSCAR F. PANTA GUARDADO
PRESIDENTE
__________________________________ Dr. PEDRO G. ALDAVE PAREDES
SECRETARIO
____________________________________ Dr. JUAN ALBERTO DÍAZ PLASENCIA
iii Dedicado a…
A ELISA, mi querida esposa y compañera,
Por su apoyo, infinita paciencia y comprensión
Para la culminación de esta tesis.
A mis amados hijos, CYNTHIA y HUMBERTO,
Esperando que les sirva de inspiración
iv
AGRADECIMIENTO…
AL DR. JUAN ALBERTO DIAZ PLASENCIA
POR SU APOYO DESINTERESADO Y CONFIANZA
v INDICE
Pág.
RESUMEN vi
ABSTRACT vii
I. INTRODUCCION 1
II. MATERIAL Y METODOS 7
III. RESULTADOS 10
IV. DISCUSION 23
V. CONCLUSIONES 31
VI. PROPUESTAS 32
VII. REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS 33
vi RESUMEN
El objetivo del presente trabajo fue identificar en pacientes a término, factores de riesgo para la ocurrencia de trabajo de parto anormal (distocia)
Se realizó un estudio caso – control, con revisión de 300 historias de pacientes a término, en trabajo de parto, con fetos únicos en presentación de vértice (100 casos de distocia y 200 controles con trabajo de parto normal). Se usó regresión logística múltiple (RLM) para identificar los factores de riesgo independientes para ocurrencia de distocia y se desarrolló un modelo de sistema de puntaje de riesgo. Una curva ROC fue construida para evaluar la discriminación del modelo.
En el análisis de RLM se encontró que en el momento de la admisión las variables asociadas independientemente a distocia fueron: la nuliparidad (OR=5,54, IC 95% = 3,02 – 10,16); la edad materna menor a 19 años (OR= 2,03, IC 95%= 1,04 – 3,96) y la estación fetal por encima de -1 (OR=1,86, IC 95%= 1,07 – 3,23). Usando un punto de corte de 0,50 el modelo tuvo una exactitud global 72,3 % en la predicción de distocia, sensibilidad de 67%, especificidad de 75%, VPP de 57% y VPN de 82%. El área bajo la curva ROC fue de 0,751.
En conclusión, los factores de riesgo independientes para distocia son: la nuliparidad, la edad materna menor a 19 años y la estación fetal por encima de -1. El modelo es simple, fácil de emplear, y se debe usar para identificar pacientes con alto riesgo de distocia.
vii ABSTRACT
The objective was to identify risk factors that place a term patient in labor at risk for dystocia.
It was a case – control, chart review study of 300 patients presenting in labor at term with singleton vertex fetuses with either abnormal (100 cases) or normal labor (200 controls). Multiple logistic regression was used to identify independent risk factors for dystocia, and a model for predicting risk was built and evaluated. A Receiver Operating Characteristics (ROC) curve was drawn to evaluate discrimination.
In multiple logistic regression analysis the following characteristics at admission were associated with labor dystocia: nuliparity (OR=5,54, CI 95% = 3,02 – 10,16); maternal age <19 years (OR= 2,03, CI 95%= 1,04 – 3,96) and fetal station above -1 (OR=1,86, CI 95%= 1,07 – 3,23). Using a 0,5 cut off point for our model the overall accuracy to predict dystocia was 72,3 % and a Sensitivity of 67 %, Specificity of 75%, PPV of 57 % and NPV of 82 %. The area under the curve ROC was 0,751.
In conclusion, independent risk factor for labor dystocia are nuliparity, maternal age <19 years and fetal station above -1. Our model with these predictive factors is simple, easy to employ and should be used to identify patients with high risk for dystocia .
1 I.- INTRODUCCION
El Trabajo de Parto Anormal o dífícil, conocido también como Distocia, se caracteriza por un progreso anormalmente lento o, eventualmente, detención del progreso de la dilatación cervical o del descenso fetal (1, 2). La distocia es el problema clínico más común que un médico debe enfrentar durante el trabajo de parto y los esfuerzos para prevenir o corregir dicha distocia son responsables por la mayoría de las intervenciones en el trabajo de parto.
La distocia puede estar relacionada con varias anormalidades que previenen o desvían el curso normal del trabajo de parto. Estas anormalidades se clasifican en tres categorías generales que frecuentemente están interrelacionadas: Por ejemplo, una pelvis estrecha puede aumentar la probabilidad de mal presentación fetal. Esta última, o el tamaño fetal excesivo pueden estar relacionados con una acción ineficaz del útero. La desproporción entre el canal del parto y la presentación fetal frecuentemente acompaña a la disfunción uterina (1).
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aproximadamente 60% de todos los partos por cesárea están relacionados con éste diagnóstico (4).
La distocia puede estar asociada con complicaciones serias para la madre y el feto. La infección, a saber, la corioamnionitis, es una consecuencia del trabajo de parto prolongado, especialmente en el escenario de membranas rotas (5). En un reporte que analizó más de 500 mujeres el trabajo de parto fue 4.7 horas más largo en promedio cuando se diagnosticó corioamnionitis (6). La infección fetal y bacteremia, incluyendo neumonía por aspiración del líquido amniótico infectado, está asociada a trabajo de parto prolongado. Hay debate si un segundo periodo prolongado puede estar asociado con injurias en el piso pélvico (7). En caso de trabajo de parto obstruido, desatendidos (más probables de ser vistos en países en desarrollo), la necrosis por presión después de periodos expulsivos muy prolongados pueden resultar en fístulas vesicovaginales, vesicocervicales, o rectovaginales (8,9).
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La frecuencia global de distocia en las mujeres en trabajo de parto es difícil de definir, quizá debido a la falta de claridad en las definiciones aplicadas generalmente. Algunos autores usan el término distocia exclusivamente cuando está indicado un parto instrumental inmediato o por cesárea, mientras que otros, incluyéndonos nosotros, usamos el término cundo ha sido necesario una estimulación uterina sin tener en cuenta el subsecuente modo de parto. La incidencia actual de distocia es pues desconocida, debido a que depende de la definición usada de progreso anormal en el trabajo de parto (la cual a su vez depende de los criterios usados para definir trabajo de parto normal) y a que está constituido tanto de la distocia que resulta en parto por cesárea como de la distocia que resulta en parto vaginal. Lo que está claro es que la distocia que resulta en parto por cesárea está sobrediagnosticada (10).
Las razones para la incrementada incidencia de distocia son sólo parcialmente conocidas.En un estudio previo realizado en nuestro medio (11) , empleando sólo análisis univariable, se encontró como factores de riesgo para distocia: nuliparidad, talla materna menor a 145 cm, macrosomía fetal y malposiciones fetales.
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adolescentes es casi el doble (9.5%) que en un grupo control de 20 a 29 años (5.7%).La edad gestacional mayor o igual a 42 semanas también ha sido asociada con la distocia (13). Otros autores han reportado también que el pobre encajamiento de la cabeza fetal al inicio del parto y la dilatación cervical menor a 4 cm al momento de la admisión pueden estar asociado con un progreso lento del trabajo de parto (14,15). La altura uterina es un indicador indirecto del tamaño fetal y además hay estudios que asocian una altura uterina mayor a 35 cm con el riesgo de distocia .
Siendo la tarea fundamental del Médico que atiende a una parturienta traer al mundo un niño sano e intacto, sin riesgo para la madre (3), es necesario que se identifique y trate oportunamente a las mujeres con trabajo de parto anormal y, más importante aún, que se pueda identificar precozmente a aquellas gestantes que por poseer ciertas características (factores de riesgo) tienen una probabilidad incrementada de presentar una distocia.
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Sin embargo, cuando sólo se realiza análisis univariable, factores que no están asociados independientemente con el resultado y posiblemente interrelacionados uno con otro pueden aun ser incluidos en el modelo final, reduciendo por tanto la exactitud predictiva.( 16)
Las técnicas multivariables permiten una evaluación mejorada de la asociación de cada variable independiente con el resultado dependiente. El propósito del presente estudio fué emplear estas técnicas multivariables para determinar los factores de riesgo independientes para distocia, que sean fáciles de identificar en los Centros de salud y construir un modelo para predecir dicho riesgo.
Justificación
La habilidad para predecir exactamente cuáles gestantes tendrán un Trabajo de Parto anormal podría permitir a los médicos hacer los preparativos y tomar decisiones de tratamiento o referencia que podrían minimizar la morbilidad y mortalidad materna y neonatal qué están asociados a este trastorno Obstétrico.
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PROBLEMA
¿ Son factores de riesgo para trabajo de parto anormal: la nuliparidad, la talla materna baja, la mayor altura uterina, la edad materna menor a 19 años, las malposiciones fetales, la estación fetal no encajada, la edad gestacional ≥41 semanas, y la dilatación cervical menor a 4 cm?
HIPOTESIS
La nuliparidad, la talla materna baja, la mayor altura uterina, la edad materna menor a 19 años, las malposiciones fetales, la estación fetal no encajada, la edad gestacional ≥41 sem, y la dilatación cervical menor a 4 cm, son factores de riesgo para trabajo de parto anormal
OBJETIVO GENERAL
- Identificar los factores de riesgo para trabajo de parto anormal, presentes en el momento de la admisión
OBJETIVOS ESPECIFICOS
- Explorar mediante análisis univariable las variables asociadas en forma significativa con la ocurrencia de trabajo de parto anormal.
- Identificar mediante análisis multivariable, los factores de riesgo independientes para trabajo de parto anormal
7 II. MATERIAL Y METODOS
Este fue un estudio de Casos y Controles realizado en el Servicio de Obstetricia del Hospital Belén de Trujillo, entre Enero y Diciembre del 2009, que consistió de 300 mujeres en fase temprana del Trabajo de Parto, de inicio espontáneo, con feto único, en presentación cefálica, con útero intacto, edad gestacional igual o mayor a 37 semanas.
Fueron excluidas las pacientes con trabajo de parto avanzado (dilatación igual o mayor a 7 cm) ó en período expulsivo, con sufrimiento fetal agudo o crónico, o con indicación obstétrica para parto por cesárea.
Los 100 Casos fueron pacientes que tuvieron un trabajo de parto anormal o distocia, según los criterios del American College of Obstetricians and Gynecologists (17) o cuya curva de dilatación cruzó hacía la derecha la curva de alerta correspondiente del Partograma del Centro Latinoamericano de Perinatología (18).
Los 200 Controles fueron definidos como aquellas que cumplieron los criterios de inclusión, con trabajo de parto sin distocia, y cuyo parto ocurrió inmediatamente anterior o posterior a un caso de trabajo de parto anormal.
8 RECOLECCION DE LA INFORMACIÓN
El procedimiento fue revisión de Historias Clínicas, y la recopilación de los datos se hizo por el Investigador después del parto utilizando un formulario adecuado. Posteriormente la información fue trasladada a una base de datos en SPSS.
ANALISIS ESTADÍSTICO
El análisis estadístico se realizó con el paquete SPSS para Windows (v.15). Para probar la significancia estadística de las variables categóricas se usó la prueba Chi cuadrado ò el Test exacto de Fisher, según fue apropiado. Para variables continuas se utilizó la prueba “ t ” de Student.
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menos significativos fueron removidos hasta que sólo las variables que fueron significativas a un nivel de p<0,05 fueron dejadas en el modelo.
A partir de los coeficientes de regresión se calcularon los Odds Ratio (OR) con sus intervalos de confianza al 95% .La bondad de ajuste del modelo fue probada usando el test de Hosmer – Lemeshow y como medida de discriminación se calculó el área bajo la curva Receiver Operating Characteristic (ROC).
Se desarrolló un sistema de puntaje de riesgo para Distocia calculando el logit (Y) usando la fórmula :
Y= α+B1X1+B2X2+…+BkXk
En donde α, las X y las B son la constante, las variables predictoras significativas y su respectivos coeficientes, respectivamente, de la regresión logística.
La probabilidad (P) de trabajo de parto anormal fue calculada usando la fórmula proporcionada por Kleinbaum and Klein (21):
P= 1 / 1+exp (-Y).
10 III. RESULTADOS
Características de las pacientes
Se encontró diferencias significativas entre algunas características demográficas y clínicas de los 2 grupos de pacientes (Tabla 1): las mujeres con trabajo de parto normal, en comparación con las que presentaron trabajo de parto anormal, tuvieron cifras 10% mayores en la edad promedio (26.6 ± 5.9 años vs 22.9 ± 5.5, p< 0.01) y en la dilatación cervical al ingreso (4.4 ± 1.5 cm vs 3.9 ± 1.3, p=0.01), pero 50% menor en la frecuencia de nuliparidad (41.2% vs 82%, p< 0.01).
No hubo diferencias estadísticamente significativas en lo referente a la talla materna, índice de masa corporal, edad gestacional y peso del neonato (P> 0.05)
Análisis univariable
La nuliparidad, la edad materna menor a 19 años (adolescente) y la dilatación cervical al ingreso menor a 4 cm fueron encontradas estar asociadas significativamente (p< 0.05) con la ocurrencia de trabajo de parto anormal en el análisis univariable (Tabla 2).
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Tabla 1. Características demográficas y clínicas de mujeres según Tipo de Trabajo de Parto
Característica Trabajo de parto anormal
(n=100)
Trabajo de parto normal (n=200)
p
Edad (años) ≤ 17 (%) 18-34 ≥35
Partos previos (%) 0
1-3 ≥4
Talla (cm)
Índice masa corporal (kg/m2)
Edad gestacional (sem)
Dilatación cérvix a la admisión (cm)
Peso fetal (gr)
22.9 ± 5.5 17 79 4 82 17 1 151 ± 13.4
24.9
39 ± 1.8
3.9 ± 1.3
3244.5 ±
26.6 ± 5.9 4.2 84.6 11.2 41.9 54.4 3.7 152 ± 12.6
25.2
39.1 ± 1.7 4.4 ± 1.5
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Tabla 2. Análisis univariable de Factores asociados con Trabajo de Parto Anormal
Factor Trabajo de
parto normal (n=200)
Trabajo de parto anormal (n=100)
OR I.C. 95% p
- Nuliparidad
Sí No *
- Edad < 19 años
Sí No *
- Edad gestacional (sem) ≥41
≤40 *
- Estatura (cm) ≤144 ≥145 *
- Altura uterina (cm) ≥35
≤34 *
- Dilatación cervical a la admisión (cm)
≤3 ≥4 *
- Estación fetal
-4 a -2 -1 a 0 *
- Variedad de posición posterior
Sí No *
85 115 21 179 38 162 24 176 14 186 71 129 113 87 25 175 82 18 29 71 21 79 15 85 5 95 48 52 68 32 19 81 6.16 3.48 1.13 1.29 0.70 1.68 1.64 1.64
3.44 – 11.03
1.86 – 6.51
0.62 2.06
0.65 – 2.59
0.24 – 1.99
1.03 – 2.73
0.99 2.71
0.86 – 3.15
0.00 0.00 0.68 0.47 0.50 0.03 0.05 0.13
13 Análisis multivariable
Se realizó un análisis directo de regresión logística binaria multivariable, con la ocurrencia de trabajo de parto anormal como la variable dependiente. Una prueba del modelo completo (test ómnibus) con los 8 predictores en estudio contra un modelo con sólo la constante fue estadísticamente significativa (X² = 54.39, Gl = 3, p = 0.000), indicando que los predictores, como un conjunto, distinguieron confiablemente entre las mujeres con trabajo de parto anormal y trabajo de parto normal. El modelo en conjunto explicó entre el 17% (R² de Cox y Snell) y el 23% (R²de Nagelkerke) de la varianza de la variable trabajo de parto anormal.
La tabla N°3 muestra los coeficientes de regresión, el estadístico de Wald, el OR con su Intervalo de confianza del 95% para cada una de las 3 variables independientes que hacen una contribución estadísticamente significativa al modelo. El predictor más fuerte para la ocurrencia de trabajo de parto anormal fue la Nuliparidad, con un OR de 5.54. Puesto que el punto de comparación es el valor 1, se puede concluir que la chance de trabajo de parto anormal entre las nulíparas es 5 ½ veces mayor que entre las multíparas (manteniendo constantes las restantes variables).
14
Tabla 3. Resultados del modelo de Regresión Logística para predecir el trabajo de parto anormal
Variables Coeficientes E.T. Wald Sig. OR IC 95%
Nuliparidad 1.711 0.310 30.501 0.000 5.54 3.02 – 10.16
Edad < 19 años
0.706 0.342 4.270 0.039 2.03 1.04 – 3.96
Estación fetal alta
0.620 0.281 4.857 0.028 1.86 1.07 – 3.23
15
Tabla 4 . Prueba de Hosmer y Lemeshow
Paso Chi-cuadrado gl Sig.
1 6.411 8 0.601
2 6.046 8 0.642
3 6.349 8 0.608
4 5.702 8 0.681
5 3.802 7 0.802
16
Tabla 5. Clasificación de los casos según el modelo de Regresión Logística
Observado Pronosticado
Trabajo de Parto Anormal Porcentaje correcto
No Si
Trabajo de parto Anormal No 150 50 75.0
Si 33 67 67.0
Porcentaje global 72.3
17
1 - Especificidad
1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 Sensib ilidad 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 Curva COR
Los segmentos diagonales son producidos por los empates.
Área bajo la curva
Variables resultado de contraste: Probabi lidad pronosti cada
.751 .030 .000 .692 .809
Área Error típ.a Sig. asintóti cab Límite inferior
Límite superior Intervalo de confianza
asi ntótico al 95%
La variable (o variables) de resultado de contraste: Probabilidad pronosticada tiene al menos un empate entre el grupo de estado real posi tivo y el grupo de estado real negativo. Los estadísti cos pueden estar sesgados .
Bajo el supuesto no paramétrico a.
Hipótesis nula: área verdadera = 0,5 b.
18
La probabilidad de trabajo de parto anormal fue calculada usando la fórmula (21):
P= 1 / 1+exp (-Y). Siendo
Y = -2.305 + 1.711 (Nuliparidad) + 0.706 (Edad <19 años )+ 0.620 (Estación fetal alta)
Donde (nuliparidad), ( edad < 19 años ) y ( estación fetal alta) tienen el valor de 1 si estas características están presentes, y el valor de cero en caso contrario.
El modelo de regresión fue probado para la bondad de ajuste y se encontró que existe un buen ajuste a los datos con un p= 0.524 (la ausencia de significación significa un buen ajuste del modelo) para la prueba de Hosmer – Lemeshow (Tabla 4). El área bajo la curva ROC para predicción de Distocia fue 0.751 (ver Figura 1) lo cual indica una discriminación aceptable (23)
Con nuestro modelo, a un nivel de corte de 0.50, se observa que el 72.3% del total de pacientes estudiadas fueran pronosticadas correctamente (Tabla 5) con una sensibilidad del 67% y una especificidad del 75%, VPP del 57% y VPN del 82%.
19
esta tabla se puede obtener fácilmente el valor del logit (Y) hasta con un decimal a partir de las variables predictoras de cualquier paciente por una simple suma y división de números. A continuación, usando la Tabla 7 el valor obtenido de “Y” puede ser transformado a la probabilidad de experimentar trabajo de parto anormal.
Ejemplo 1: estimación de la probabilidad de trabajo de parto anormal en una paciente de 30 años de edad, con dos hijos previos y con la presentación fetal alta al momento de la evaluación. Usando la tabla 6 vemos que Y = (0+0+6-23) / 10 = -1.7. Este valor corresponde a una probabilidad de trabajo de parto anormal de sólo 16% (Tabla 7). Dado que se considera predicción positiva para trabajo de parto anormal cuando la probabilidad es mayor o igual a 0.50 (ó 50%) a esta paciente se le puede permitir que tenga su trabajo de parto en un establecimiento de salud de primer nivel.
20
Tabla 6 : Puntaje de riesgo para predecir Trabajo de Parto anormal
Variables Puntos
a sumar a. Nulípara
Sí No
b. Edad < 19 años Sí
No
c. Presentación fetal alta Sí
No
d. Constante
17 0
7 0
6 0
-23
Suma =
21
Tabla 7 : Logit y probabilidad de Trabajo de Parto anormal
Logit Probabilidad -1.7
-1.6 -1.0 -0.6 0.0 0.1 0.7
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Tabla 8 : Método simplificado para determinar la probabilidad de Trabajo de Parto anormal
Variable (s) Presente (s) Probabilidad * de Trabajo de Parto Anormal
- Estación fetal alta
- Edad < 19 años
- Edad < 19 años + Estación fetal alta
- Nuliparidad
- Nuliparidad + Estación fetal alta
- Nuliparidad + Edad < 19 años
- Nuliparidad + Edad < 19 años + Estación fetal alta
0.16 0.17 0.27 0.36 0.51 0.53 0.67
23 IV. DISCUSION
Los resultados de este estudio en mujeres en trabajo de parto, demuestran que la nuliparidad, la edad materna menor a 19 años y la estación fetal alta son factores de riesgo independientes para la ocurrencia de un trabajo de parto anormal.
La evidencia de que estas variables son factores de riesgo independientes para trabajo de parto anormal es que en el modelo de regresión logística multivariable construido todas ellas tienen un OR mayor que 1 y además sus respectivos intervalos de confianza al 95% no incluyeron la unidad (Tabla 3), lo cual indica significancia estadística. Un modelo de regresión logística normalmente contendrá más de una covariable, por lo que el OR hay que entenderlo en el contexto del conjunto de todas estas covariables. Dicho de otro modo, el OR nos informa de cómo influye una covariable determinada sobre la variable dependiente teniendo en cuenta que se está valorando esta relación conjuntamente con la influencia de las restantes covariables. Y la fuerza de dicha influencia no será la misma dependiendo del conjunto de las otras covariables que la acompañan en el modelo (24)
24
5.54, indicando que es el principal factor de riesgo independiente. Consistente con nuestros hallazgos otros investigadores usando también Regresión logística multivariable han determinado que la nuliparidad es un factor de riesgo independiente para trabajo de parto anormal. Así, Sheiner y col (25 ) realizaron en Israel un estudio de base poblacional comparando todas las mujeres con trabajo de parto no progresivo con aquellas con trabajo de parto normal y demostraron que la nuliparidad era uno de los principales factores de riesgo para el trabajo de parto anormal, con un OR de 3.8 (IC = 3.3 – 4.3). Selin y colaboradores (13 ) en un estudio retrospectivo de 1480 mujeres en Suecia para investigar factores de riesgo obstétricos para trabajo de parto distócico, determinaron también que la nuliparidad era un factor de riesgo independiente principal, con un OR de 4.5 (IC= 2.8 – 7.1).
25
frecuencia de parto prolongado es casi el doble (9.5%) en las adolescentes comparado con un grupo control de 20 a 29 años (5.7%)
La estación fetal alta estuvo también asociada con distocia entre los factores presentes al momento de la admisión de las mujeres en trabajo de parto. Friedman y Sachtleben (30 ) encontraron en su serie de estudios que hubo una asociación significativa entre una estación más alta al inicio del trabajo de parto y la incidencia de desproporción cefalopélvica. La incidencia de una Fase latente prolongada, labor disfuncional primaria y detención secundaria de la dilatación disminuyeron con una estación más baja en el momento de la admisión para el trabajo de parto .Otros autores han encontrado que la falta de descenso de la cabeza fetal a menudo conduce a partos por cesárea por distocia (14); el vértex encajado estuvo asociado con menor riesgo de parto por cesárea (5% vs 14% ; p<0.01), incluso después de ajustar para variables confusoras en el análisis de regresión logística multivariable.
26
entre un factor predictivo y el resultado se expresa por un odds ratio, una medida de efecto que es usada frecuentemente en la literatura médica y relativamente fácil de interpretar. Y, la misma estructura de la ecuación logística permite el cálculo de la probabilidad individualizada de que una mujer experimentará el resultado de interés (16).
Varios grupos han intentado desarrollar sistemas de puntaje para problemas obstétricos.Por ejemplo, Pickhardt y col (31 ) desarrollaron un modelo predictivo para un parto vaginal después de un parto por cesárea usando técnicas de regresión logística paso a paso. Flamm y Geiger (32) también usaron regresión logística para construir un modelo predictivo para parto vaginal después de un parto por cesárea previo, pero simplificaron la aplicación de este modelo asignando puntos a cada uno de los factores predictivos, eliminando por tanto así la necesidad del médico de calcular la probabilidad con métodos logísticos. La probabilidad final para parto vaginal fue pronosticada con el total de puntos acumulados y se incrementó a medida que el puntaje sumativo se incrementó. Odibo y colaboradores (33 ) usaron regresión logística paso a paso en un empeño para pronosticar la chance de parto pretérmino en mujeres que recibieron un cerclaje cervical.
27
Idealmente los modelos de predicción deben incluir todas las variables que han sido hipotetizadas en bases teóricas o que han mostrado ser confusoras en investigaciones previas de la relación que está siendo estudiada. Al decidir cuántas variables incluir en un modelo, es importante distinguir entre dos propósitos para los modelos: explicativo y predictivo (34, 35)
En un modelo explicativo, el objetivo es caracterizar correctamente la relación de cada predicador a la variable resultado. Para ese propósito, la identidad de las variables en el modelo son críticos, y el analista debe tener gran cuidado en escoger que variables incluir y en qué forma matemática. En cambio, los modelos predictivos como el nuestro, pretenden calcular una probabilidad de que un evento ocurra, y en tanto el modelo trabaje bien en diferentes escenarios, el número y la identidad de las variables en el modelo no son importantes. En otras palabras, la exactitud de la salida de un modelo predictivo es más importante que los detalles de sus ingresos. . Nuestro modelo predictivo usando tres variables independientes, demostró un poder de discriminación del 75% , lo cual se considera aceptable. Para mejorar el porcentaje global de clasificación se deberá incluir nuevas variables independientes.
28
Con 8 variables independientes usadas para la construcción del modelo, nuestros 100 casos exceden holgadamente los 80 casos requeridos. Sin embargo, dado que cualquier modelo de regresión siempre estará particularmente adaptado a los datos de los pacientes usados para su desarrollo, los resultados de este estudio – en particular, el valor predictivo de los modelos de regresión logística – necesitan confirmación en pacientes independientes.
Con los factores de riesgo encontrados en este estudio se puede conformar el perfil clínico de una paciente con riesgo de padecer un trabajo de parto anormal: paciente nulípara y que además tenga uno o los dos otros factores de riesgo (edad <19 años y/o estación fetal alta)
29
Se ha descrito que el apoyo continuo durante el trabajo de parto ofrece múltiples beneficios para las madres. El apoyo por mujeres civiles no entrenadas (dulas) que comienza temprano en el parto y continúa en el período postparto demuestra los efectos más consistentes y beneficiosos. Las madres que reciben este apoyo son menos probables de recibir analgesia intraparto, parto operatorio o insatisfacción con la experiencia del parto (38).
En consecuencia, podemos especular que si en nuestro medio permitimos el acompañamiento de las pacientes en trabajo de parto por una persona experimentada, la frecuencia de trabajo de parto podría disminuir, lo mismo que la morbilidad materno perinatal.
En la relación médico-paciente la habilidad para predecir resultados clínicos es de importancia fundamental. Por ejemplo, la habilidad para predecir exactamente cuáles mujeres gestantes tendrán un trabajo de parto anormal podría permitir a los médicos hacer los preparativos y tomar decisiones de tratamiento que podrían minimizar la morbilidad materna y neonatal que están asociadas a este trastorno obstétrico. Alternativamente, la predicción de sus propios resultados potenciales permite a los pacientes hacer las elecciones más informadas de las diferentes estrategias de tratamiento (16).
30
31 V.- CONCLUSIONES
En este estudio de pacientes en trabajo de parto temprano y con base en un modelo de regresión logística múltiple se identificaron tres factores de riesgo independientes para trabajo de parto anormal: nuliparidad, edad <19 años y estación fetal alta.
32 VI. PROPUESTAS
Difundir y aplicar en todas las instituciones prestadoras de salud nuestro modelo simplificado para identificar las pacientes con riesgo alto de trabajo de parto anormal y que se beneficiarían de una referencia oportuna al Hospital.
33 VII. REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS
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38
39 ANEXO 1
CALCULO DEL TAMAÑO DE MUESTRA
Tamaño de Muestra : Se calculó con la siguiente fórmula (19):
n= ( Zα/2 + Zβ)²PQ ( r+1)
(p2 – p1) ² r
En donde :
n= número de casos
p2, p1= proporción de casos y controles expuestos al factor de riesgo
P= p2 + r p1/ 1 + r
Q= 1- P
r = razón entre el número de controles por caso (en el presente estudio el número de controles que se tomó fué 2n)
Según una investigación previa (11) , p2 = 0.71, y p1= 0.49. Considerando α = 0.05 y β =0.10 , necesitábamos estudiar como mínimo 80 casos de Distocia y 160 controles.
40 ANEXO 2
DEFINICIONES OPERACIONALES
Nuliparidad: Cuando la mujer no ha tenido ningún parto vaginal previo ( a término o pretérmino).
Talla materna Baja: Cuando es < 145 cm. Medida con Tallímetro y los pies descalzos.
Altura Uterina: Distancia desde el borde superior del pubis hasta el fondo uterino, medida con la técnica y la cinta Obstétrica del CLAP (18). Se consideró anormalmente mayor a lo esperado cuando excedió el límite superior de 35 cm.
Variedad de Posición: Ubicación en el canal del parto de la fontanela fetal posterior determinada por tacto vaginal al ingreso; se consideró malposiciones las variedades posteriores ODP, OIP.
Edad Materna: Número de años cumplidos. Se consideró factor de riesgo si es ≤19 años (adolescente)
41
Dilatación cervical: grado de apertura del cérvix al ingreso, determinado digitalmente. Se consideró factor de riesgo cuando fue menor a 4 cm
Edad gestacional: tiempo en semanas transcurrido desde el primer día de la Fecha de última menstruación confiable ó determinada por ecografía del primer trimestre.
