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Vol. 42. Núm. 6.
Páginas 427-431 (Julio 1999)
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Obstetricia Estimación del peso fetal por ecografía
Estimating fetal weight by ultrasound echography
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S. Domingo, A. Perales, J. Cervera, R. Barrachina, R. Sánchez, J. Monleón
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Obstetricia


Estimación del peso fetal por ecografía

Estimating fetal weight by ultrasound echography

S. Domingo

A. Perales

J. Cervera

R. Barrachina

R. Sánchez

J. Monleón

Servicio de Obstetricia

Hospital Maternal Universitario La Fe, Valencia

Correspondencia:

Alfredo Perales Marín

Gabriel Miró, 57 p. 7

46008 Valencia

Fecha de recepción: 10/2/99

Aceptado para publicación: 22/4/99


RESUMEN

Objetivo: Desarrollar una fórmula que estime el peso fetal intraútero

Sujetos y métodos: A 281 gestantes, entre las 26 a 41 semanas se les practicó una ecografía dentro de los siete días previos al parto. Para derivar la ecuación del peso, se ha empleado técnicas de regresión múltiple. Para contrastar la precisión de nuestro modelo frente a otros, prospectivamente se evaluaron 87 fetos y comparamos el análisis de los errores. El análisis estadístico se realizó mediante el paquete SPSS 7.5.

Resultados: La ecuación que postulamos es: Peso fetal (g) = (9,96 x DBP x CA) + (5,25 x LF x CA) ­ 1010. El análisis de los errores, demuestra que nuestro modelo es más preciso que otros utilizados.

Conclusiones: La estimación del peso fetal propuesta por nosotros es la más adecuada y precisa para nuestra población.

PALABRAS CLAVE

Peso fetal; Útero; Ecografía.

SUMMARY

Objective: To develop a formula for estimating fetal weight in uterus.

Subjects and methods: Two hundred and eighty one pregnant patients, ranging from 26 to 41 weeks were ultrasonically scanned within 7 days of delivery. Multivariate linear regression analysis were performed to derive the best equation. The accuracy of our model versus others, was evaluated prospectively in 87 cases and compared by the analysis of the errors. Statistical analysis were done by SPSS 7.5.

Results: The equation we postulate is: Fetal weight (g) = (9.96 x BPD x AC) + (5.25 x FL x AC) ­ 1010. The analysis of the errors shows our model more accurate than those we used for comparison.

Conclusion: The fetal weight estimation we proposed, is more accurate and suitable for our population.

KEY WORDS

Fetal weight; Uterus; Ultrasound.


INTRODUCCIÓN

La estimación de un peso adecuado, refuerza la existencia de bienestar fetal; su desviación está ligada a un peor resultado perinatal. Así pues, el cálculo del peso fetal a partir de parámetros ecográficos(1-8) constituye una herramienta valiosa para el perinatólogo, ya que le informaría del estado nutricional y, por ende, del riesgo asociado a sus alteraciones, defecto: retraso de crecimiento intrauterino (RCIU)(9-12) y muy bajo peso(13); y exceso: macrosomía(14).

El cálculo del peso fetal es uno de los métodos más frecuentes(10) y lógicos para identificar al feto pequeño para la edad de gestación (PEG)(9), ya que de los parámetros ultrasonográficos empleados en el diagnóstico del RCIU (grado placentario, volumen de líquido amniótico y ecobiométricas y sus razones) el cálculo ponderal es el de mayor sensibilidad (89%) con una especificidad aceptable (88%).

La continúa aparición, revisión y comparación de las fórmulas que estiman el peso fetal por ecografía(1-16) denota, tanto el interés por el conocimiento del peso fetal normal o alterado, como la necesidad de conocer las que aportan mayor precisión, ya que las estimaciones con diversos modelos aportan resultados diferentes, fruto de múltiples factores.

Nosotros(16), al examinar la precisión de seis fórmulas, de las cuales cinco provienen de poblaciones anglosajonas(1-4,6) y una oriental(7), desaconsejamos la utilización de los modelos de Campbell(1) y Shinozuka(7). El resto, proporcionan resultados similares, sin embargo preferimos la de Shepard(3) y Hadlock(6), ya que estas últimas incorporan en la estimación del peso fetal el diámetro biparietal (DBP)(3) y la longitud femoral (LF) más el DBP(6) a la circunferencia abdominal (CA), ofreciendo un mayor substrato teórico.

Ante la ausencia de una fórmula derivada de nuestra población de referencia, hemos querido elaborar un modelo matemático que pudiera ser representativo de nuestro medio y por lo tanto más preciso.

MATERIAL Y MÉTODO

281 gestantes, con feto único, edad gestacional conocida, calculada a partir de la última regla y corregida en caso de ser necesario con una ecografía del primer trimestre, aceptaron participar en el estudio. La existencia de patología materna o fetal no malformativa no fue obstáculo para la admisión de pacientes en el estudio, recogiendo casos desde la semana 26 de gestación. A todas las pacientes se les practicó una ecografía antes del parto con un intervalo máximo de siete días (media de dos días), obteniendo el diámetro biparietal (DBP), el diámetro abdominal (DA), el diámetro anteroposterior (DAP) y la longitud de fémur (LF) según los cortes clásicos de Hadlock. La circunferencia abdominal (CA) se calculó mediante la fórmula de la elipse CA = ¼ ??(DA2 + DAP2)/2. Las mediciones se expresan en cm. Hemos utilizado un ecógrafo RT-X200 de General Electric CGR.

Tras el nacimiento, entre otras actuaciones, se pesó al recién nacido (RN). Utilizando los percentiles 10 y 90 del nomograma del peso de nuestro Centro(17) los RN fueron clasificados: 173 como adecuados a la edad gestacional (AEG), 61 como PEG y 29 como grandes para la edad de gestación (GEG). Los pesos de los RN se situaron entre 720 y 4.950 g, estando el 7,5% de los casos con peso ¾ 1.500 g, y sólo 1% pesaron más de 4.500 g.

Para modelizar el peso hemos empleado técnicas de regresión múltiple(18). Así, teniendo como variable dependiente el peso y dado que nuestro interés es predictivo: a partir de un conjunto de variables intentamos seleccionar aquellas que minimicen la variancia residual. Para ello, formulamos el modelo máximo. Posteriormente se selecciona la mejor ecuación entre las posibles utilizando como criterio principal el que tenga un menor índice de Mallows (Cp de Mallows), y que con mayor coeficiente de determinación ajustado (R2a), tenga menor número de elementos, así, obtendremos la ecuación más predictiva, descriptiva y parsimoniosa respectivamente.

Una vez modelizado el peso, enfrentamos las estimaciones ponderales obtenidas con nuestra fórmula a las obtenidas con los modelos Campbell, Warsoff, Jordaan, Shepard, Hadlock y Santonja (tabla 1). Calculando el error absoluto (EA), error relativo (ER), valor absoluto del error (VAE) y el porcentaje de casos infraestimados (% infra), en un grupo prospectivo de 87 gestantes incorporadas posteriormente al que generó la ecuación y con los mismos criterios de inclusión. Los pesos en este grupo, oscilaron entre 845 y 4.650 g, con 6.9% de casos por debajo de 2.000 g y 11,5% mayores de 4.000 g. La comparación de los errores se realiza con un análisis de la variancia (ANOVA), y caso de ser significativo seguimos con un prueba de rango múltiple, menor diferencia significativa, para realizar comparaciones «dos a dos». Hemos considerado como existencia de significación estadística, la probabilidad inferior a 0,05.

 

Tabla 1 Ecuaciones para estimar el peso fetal (PF)


Campbell:In PF = ­ 4,564 + (0,282 · CA) ­ (0,00331 · CA2).
Warsof (CA):Ig PF = ­1,8367 + (0,092 · CA) ­ (0,019 · CA3/1.000).
Warsof:Ig PF = ­ (0,144 · DBP) + (0,032 · CA) ­ (0,000111 · CA · DBP2) ­ 1,599.
Jordaan:Ig PF = 2.366 - (0,0061 · CA) + (0,002588 · CA2) ­ (4,1 · 10-5 · CA3).
Santonja:PF = ­ 3.703 + (0.411 · DBP · LF) + (11.246 · CA).
Shepard:Ig PF = ­ 1,7492 + (0,166 · DBP) + (0,046 · AC) ­ (2.646 · DBP · CA/1.000).
Hadlock:Ig PF = 1,4787 ­ (0,003343 · CA · LF) + (0,001837 · BPD2) + (0,0458 · CA) + (0,158 · LF).

El trabajo se ha realizado empleando un PC compatible, con el programa SPSS 7.5.

RESULTADOS

Previo a la modelización del peso mediante regresión múltiple, en toda la muestra estudiamos la asociación del peso fetal al nacimiento y su logaritmo con las variables ecobiométricas (DBP, DA, CA, y LF) y transformaciones (para cada variable, n = 10); observando, como era de esperar, una correlación positiva, con coeficientes de determinación semejantes para el peso y su logaritmo, siendo generalmente los ajustes lineal, potencia y cuadrático los de mayor coeficiente (p < 0,001), asimismo de entre los estimadores del peso univariantes, la CA mostró valores más elevados de determinación R2 = 0,86 y 0,89, para la asociación lineal y la transformación a potencia, (p < 0,001)

Al realizar un estudio semejante en los diferentes subgrupos ponderales (GEG, AEG, y PEG) que componían nuestra muestra, en los fetos GEG no se observó asociación significativa del DBP, LF y sus transformaciones con el peso al nacimiento o su logaritmo, siendo la asociación débil con la CA, R2 = 0,15, p < 0,05, en contraste con los grupos de AEG y PEG en los que se observó asociación significativa con todas las variables ecobiométricas (p < 0,001).

A partir de los resultados precedentes, decidimos construir un modelo máximo con nueve elementos (DBP, CA, LF, sus cuadrados e interacciones). De entre las posibles ecuaciones propuesta elegimos por su simplicidad la de dos elementos (Cp Mallows = 4,09), con un coeficiente de determinación ajustado R2a = 0,89, p < 0,001. El modelo propuesto es: peso (g) = (9,96 x DBP x CA) + (5,25 x LF x CA) ­ 1010.

En la tabla 2 se muestran los errores de nuestra fórmula y los de otras de uso frecuente en la literatura, obsérvese cómo nuestro modelo tiene un menor error absoluto 29 ± 208 g, relativo 1,3 ± 7,0%, valor absoluto del error 175 ± 115 g, siendo el porcentaje de casos con peso infraestimado del 39%. Al practicar el ANOVA se obtienen diferencias significativas entre nuestros errores y los debidos a otras estimaciones (tabla 2). Al estudiar qué estimaciones son diferentes del valor del peso real mediante el cálculo de los errores (IC 95% no incluye el valor 0), todas las fórmulas son diferentes en términos de EA y ER (%), excepto la propuesta por nosotros y la de Campbell, lo que indica una mayor precisión de estas dos, finalmente la nuestra tiene menor EA y VAE que la de Campbell. El VAE, como ya dijimos, es el menor y no diferente de los obtenidos con las fórmulas de Shepard y Hadlock.

 

Tabla 2 Análisis de los errores de las diferentes fórmulas que estiman el peso fetal (media ± SD. ANOVA, comparaciones respecto de La FE, 1 p < 0,05; 2 IC 95% de la estimación no incluye el 0)


EA (g)ER (%)VAE (g)% infra.

La FE29 ± 2081,3 ± 7,0175 ± 11539
Jordaan72 ± 29822,6 ± 10,32251 ± 174141
Warsof (CA)84 ± 30722,7 ± 10,42255 ± 188138
Campbell­ 58 ± 2801­ 1,3 ± 9,3226 ± 173152
Shepard­ 62 ± 2541, 2­ 2,4 ± 8,51, 2203 ± 16460
Hadlock­ 78 ± 2321, 2­ 2,9 ± 7,81, 2191 ± 15358
Warsof­ 202 ± 2451, 2­ 6,9 ± 8,41, 2263 ± 176182
Santonja­ 563 ± 2211, 2­ 20 ± 141, 2563 ± 2211100

DISCUSION

El destino de cualquier ecuación que estime el peso fetal, es ser contrastada y superada(2,3,5,6,8); a medida que se ajusta para: número y tipo de parámetros ecobiométricos a evaluar del peso fetal, herramienta matemática utilizada, precisión de las mediciones (técnico y tecnología), número suficiente de sujetos que componen el estudio y su representatividad (pesos extremos, tipo de patología de crecimiento) grupo étnico o poblacional al que se aplique. Se ha sugerido el interés de generar ecuaciones para diferentes poblaciones y centros(8); así como para diferentes subgrupos ponderales, ya que de esa manera se incrementa la precisión(11-14). Entre nosotros Santonja Lucas y Pérez Gil(8) fueron pioneros en la creación de ecuaciones para el cálculo del peso fetal en nuestro medio, sin embargo el hecho de la limitación ponderal de su muestra 1.990 a 4.250 g, recogidos entre las semanas 33 a 43, limita la precisión al aproximarnos a los valores extremos.

En el cálculo del peso fetal, se postula que los mejores ajustes se obtienen con modelos en los que se introducen modelos cúbicos, esto obedecería al concepto del feto como volumen (esfera, cilindro) y a la constatación de la asociación matemática con el peso. Así algunos lo incluyen en sus fórmulas(2,4,7), otros autores no incluyen términos cúbicos en sus ecuaciones. Sin embargo se ha objetivado que estas aproximaciones brindan sólo una mejoría mínima en la precisión(9). Nosotros tampoco los incluimos, y al ajustar los diferentes parámetros ecobiométricos con el peso fetal o su logaritmo, las transformaciones cúbicas tuvieron siempre menor coeficiente de determinación que otras, tanto al considerar la totalidad de los casos como al separarlos en grupos (AEG, PEG, GEG). También el error cometido en cualquier medición se magnifica al elevar el valor al cuadrado o al cubo(15), lo que hace que nuestra fórmula no sea susceptible de magnificar ese error al igual que otras(3,8).

El hecho de incluir en nuestro modelo tres variables ecográficas (DBP, CA, LF) confiere una robustez teórica a nuestra fórmula, así como mayor precisión. Llama la atención que la fórmula más precisa (en términos de EA y ER) después de la nuestra sea la de Campbell(1) que sólo utiliza la CA, quizás la introducción de los otros parámetros esté más relacionada con las diferencias étnicas(4,7), de hecho la introducción de LF y DBP (perímetro cefálico) aumentaría la precisión de las estimaciones ponderales en el mismo grupo poblacional cuando existen diferencias antropométricas(5), al tiempo que sería útil cuando las diferencias étnicas en LF o DBP sean manifiestas. Se ha observado que la utilización de tres o más parámetros en contraste a dos o uno, mejora la precisión(6,9) estimándose la disminución del error aleatorio en un 15 a 25%(5).

Como otros autores, hemos observado que la CA es el parámetro más importante para determinar el peso fetal, diferentes ecuaciones reposan fundamentalmente en este parámetro(10), incluyéndolo todas la fórmulas(1-8), algunas como elemento único o afectado por exponentes o coeficientes que lo convierten en el elemento de mayor importancia(1-4,7,8). Nosotros lo incluimos en los dos términos de nuestra ecuación. El restringir el número de términos de la ecuación (parsimoniosa) no sólo le confiere mayor sencillez(18), sino más precisión que cuando los términos son muchos(15).

El contraste del modelo con una población diferente de la que originó la ecuación (tanto dentro de la misma y/o diferente área geográfica) así como la comparación con otros modelos es una cuestión de rigor no atendida inicialmente(1-3), que posteriormente se ha ido poniendo en práctica(5-8,11-15). Si al postular un modelo, éste no mejora ecuaciones precedentes, no tiene sentido proponerlo como nuevo. Si se compara con sujetos de la misma población de la que se derivó la ecuación se goza de la ventaja matemática del mejor ajuste y mínimo error, si no se estudia en otra área geográfica no se atiende a su aplicabilidad interétnica o delimita su ámbito de influencia. Para evaluar la precisión, nosotros utilizamos prospectivamente 87 casos de pesos comprendidos entre 845 y 4.650 g.

Al analizar el valor absoluto del error, estimador más fiable de la bondad de las fórmulas, ya que no neutralizarían el error por el signo(12), nuestra fórmula no es diferente estadísticamente a las de Shepard(3) y Hadlock(5), si bien presenta menor VAE, siendo superiores al resto(1,2,4-6,8). Asimismo la fórmula propuesta por nosotros tiene el menor error absoluto y relativo de las estimaciones, no siendo diferente de cero, con una bondad semejante a la de Campbell(1), en tanto que las otras son diferentes estadísticamente del valor ponderal real(2-6,8), la mayor diferencia en los otros casos se debería, entre otros factores, a la utilización de menor número de casos (1-6,8), rango ponderal estrecho(8), diferente grupo poblacional(1-6), étnico(7).

Modula la precisión de las fórmulas el tiempo entre la determinación ecográfica y la fecha de parto(13, 15), ya que en caso de que el lapso de tiempo en practicar la determinación de los parámetros ecográficos y parto sea mayor que el que se dio al diseñar la fórmula, es de esperar una infraestimación(15) y a la inversa. Así se utiliza un intervalo de 48 horas(1-3), y siete días en nuestro trabajo así como otros(5,8). Por lo que se refiere a nuestra ecuación, si al aplicarla lo hacemos con intervalos menores, tenderemos a sobrestimar los pesos fetales, más cuanto menor sea el intervalo.

Algunos autores introducen la conveniencia de la utilización del perímetro o área cefálica(4,6,15), Jordaan(4) afirma que el perímetro cefálico estimaría mejor el peso ya que refleja mejor el volumen y es menos dependiente de la forma que el BDP. Nosotros pensamos que la utilización del DBP en presencia de alteraciones de la morfología (braqui o dolicocefalia) puede introducir un sesgo, por lo que sería conveniente corregir el DBP real por el teórico para el perímetro o área cefálica, en estos casos.

Entre los posibles puntos débiles de nuestro modelo, se puede hipotetizar una mayor imprecisión en la predicción de los muy bajos pesos y GEG, esto se debe a diferentes motivos. En términos generales toda modelización del peso se encuentra constreñida por el numero de sujetos utilizados, la composición de la población (porcentaje de PEG, AEG, GEG) los límites de los valores que entraron en su formulación (peso y variables) así como por los elementos que se utilizaron en la formulación teórica del modelo máximo. Nuestros límites ponderales se sitúan entre 720 y 4.950 g y parámetros correspondientes a las 26 a 41 semanas. Por lo tanto, cuando los pesos a estimar se encuentren más hacia los extremos mayor imprecisión se observará, no siendo prudente estimar pesos por encima o debajo de esos extremos. En el caso de los fetos GEG el hecho de no correlacionarse con DBP ni con la LF y al entrar estos parámetros en el modelo predictor supone un hándicap teórico, y una mayor imprecisión.

Consideramos que el modelo propuesto debe estar sujeto a contraste y sustituido cuando se disponga de otro más preciso, actualmente quizás sea el que mejor se adapte a la población española.


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