Клиническая ценность дородовой диагностики крупного плода по данным ультразвуковых исследований

Тип работы:
Реферат
Предмет:
Медицина


Узнать стоимость

Детальная информация о работе

Выдержка из работы

ОРИГИНАЛЬНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ
© и. ю. Баева КлМНМЧЕСКАя цЕННОСть дОрОдОВОИ
диагностики крупного плода
гоувпо °ренбургская государственная по данным ультразвуковых
исследований
медицинская академия
УДК: 618. 291−007. 61−073. 432. 19
¦ Цель исследования — установить диагностическую ценность ультразвукового исследования в дородовой диагностике макросомии у женщин без сахарного диабета и определить ее влияние на исход родов. Материалы и методы. Было проведено ретроспективное когортное исследование по материалам Оренбургского муниципального перинатального центра и городского родильного дома №" 2 за 2006−2012гг. Исследовано 3760 случаев одноплодной беременности, закончившейся живорождением в срок. Ультразвуковая оценка веса плода проводилась по формуле Hadlock'-s за 3−7 дней до родов. При сравнении веса плода, полученного при ультразвуковом исследовании и веса новорожденного, результаты были разделены на 4 группы: истинноположительный, ложноотрицательный, ложноположительный, истинноотрицательный. Для оценки диагностической ценности метода был применен ROC анализ, подсчитаны чувствительность и специфичность метода, прогностическая ценность положительного и отрицательного результатов, индекс точности. Сравнение 2 групп было проведено с помощью критерия Стьюдента, сравнение качественных признаков с помощью таблиц сопряженности с использованием х* по методу Пирсона с поправкой Йетса. Результаты исследования. При оценке точности ультразвукового исследования в дородовом определениивесаплодабылиполученыследующиерезультаты: истинноположительный (п-147), ложноотрицательный (n — 229), ложноположительный (n — 353), истинноотрицательный (n — 3031). Отсутствие статистически значимых различий в весе плода наблюдалось только в группе с истинноположительным результатом (р=0,9). При применении ROC анализа была установлена средняя точность ультразвукового метода в прогнозировании макросомии (Area under ROC curve, AUC — 0,7295 (95% CI: 0,695−0,781) Установлена высокая специфичность (93,5%), но низкая чувствительность (39%) ультразвукового исследования в дородовой диагностике макросомии. Частота кесарева сечения в группе с истинноположительными результатами составила 40%, с истинноотрицательными — 16%. При ложноположительной оценке макросомии частота кесарева сечения статистически значимо увеличивалась до 30% в сравнении с ложноотрицательной — 16% (р & lt- 0,05). В случае ложноотрицательных результатов статистически значимо увеличивались случаи родового травматизма матери и плода. Заключение. Ультразвуковая фетометрия в дородовой диагностике крупного плода обладает средней степенью точности. Антенатальная диагностика крупного плода способствует увеличению частоты кесарева сечения. Недооценка веса плода приводит к увеличению родового травматизма матери и плода.
¦ Ключевые слова: крупный плод- формула Hadlock- ультразвуковое исследование.
Точность дородового определения веса плода во многом детерминирует исход родов. Это особенно важно при крупном плоде. Крупные размеры плода приводят к диспропорции размеров таза матери и головки плода, дистоции плечиков, травме плечевого сплетения и другим серьезным осложнениям [7, 14, 17, 18, 20]. Актуальность проблемы крупного плода на современном этапе обусловлена, прежде всего, увеличением частоты его рождения. По данным европейских исследований, количество новорожденных, имеющих при рождении массу 4000 г и более, составляет 5−10%, тогда как 50 лет назад этот показатель составлял всего 0,5−1% [14, 20].
В современном акушерстве за нижнюю границу веса крупного плода принимают его вес в 4000 г. Это связано с резким учащением случаев перинатальных осложнений и патологии родов при рождении плодов с таким весом. По отношению к новорожденному, имеющему повышенную массу тела при рождении, применяют терминологию
«крупный под» и «макросомия». В большинстве современных литературных источниках эти понятия идентичны, хотя изначально Э. Поттер (1971) впервые ввел термин «макросомия» для случаев рождения детей, у которых масса внутренних органов превышала обычную при определенной массе тела и привел соответствующие таблицы.
Если в практическом акушерстве различия между терминами крупный плод и макросомия практически утратились, то специалисты ультразвуковой диагностики под термином крупный плод (lagre gestational age) понимают его массу более 90 процентили. Определения понятия «фетальная макросомия» значительно варьируют. Согласно рекомендациям ACOG (American College of Obstetrician and Gynecologists) под ма-кросомией плода понимают его вес 4500 г, по другим данным 4000 и более [2, 3, 4, 15].
Оценка веса плода клиническими методами является обязательной частью акушерского обследования при доношенной беременности. Но су-
ществует мнение, что наиболее объективным и точным методом определения предполагаемой массы плода является ультразвуковая фетометрия [1, 2, 4, 12]. Предложен целый ряд математических уравнений по внутриутробному определению веса плода при проведении ультразвукового исследования с использованием стандартных фе-тометрических параметров: окружности головки и окружности живота плода [9], окружности живота и бипариетального диаметра головки [19], окружности живота, бипариетального размера и длины бедра [11].
Изучение диагностической ценности наиболее часто применяемых клинических и ультразвуковых формул, предложенных для определения веса плода, указывает на противоречивые результаты [2]. Допустимая ошибка веса при использовании большинства из них составляет 200−500 гг. При этом наибольшая погрешность наблюдалась при антенатальной диагностике крупного плода [3]. В связи с этим возникает необходимость проведения научных исследований в указанном направлении.
Цель исследования
Установить диагностическую ценность ультразвукового исследования в дородовой диагностике макросомии у женщин без сахарного диабета и определить ее влияние на исход родов.
Материалы и методы
Было проведено ретроспективное, когортное исследование по материалам 2 крупных акушерских стационаров г. Оренбурга — муниципального перинатального центра и городского родильного дома. Проведен анализ 3760 историй родов пациенток за 2006−2012 гг. Критериями включения в исследование были: одноплодная беременность, отсутствие сахарного диабета, ги-пертензии, ожирения, головное предлежание плода, срочные роды на 37−41 неделе беременности, рождение живых детей. Из исследования исключались случаи многоплодной беременности, тазового предлежания плода, гипотрофии плода.
При беременности исследовали уровень сахара в крови натощак дважды в I и II триместрах, что позволило исключить гестационный сахарный диабет.
Все родильницы, включенные в исследование, были разделены на 2 группы. В 1 группу вошли 3384 пациентки, родившие детей со средним весом (3000−3999 г). Вторую группу составили 376 женщин, у которых вес плода был 4000 г и более.
Оценка веса плода проводилась клиническими методами путем измерения высоты стояния дна матки и окружности живота и ультразвуковыми по формулам Hadlock 3.
Ультразвуковые исследования проводились на аппарате экспертного класса «Medison ЭКО-7». Гестационный возраст плода определялся с помощью ультразвукового исследования, проведенного в I триместре беременности, по копчико-теменному размеру (КТР), по дате последней менструации. С этой целью всем женщинам проводилось ультразвуковое исследование (УЗИ) за 3−7 дней. Ультразвуковое исследование включало фетометрические параметры в стандартных срезах по стандартными ультразвуковым ориентирам. Бипариетальный размер головки (БПР), лобно-затылочный (ЛЗР) измерялся на уровне срединного М-эхо. Окружность головки вычислялась по измерению БПР и ЛЗР с использованием формулы эллипса. Поперечный диаметр живота (ПДД) и передне-задний (ПЗД) измерялся на уровне пупочной вены более центрально от портальной системы печени. Окружность живота (ОЖ) вычислялась по формуле: ОЖ = 3,14 (ПДД+ПЗД)/2. Длина бедра измерялась между проксимальным и дис-тальным метафизами.
Статистический анализ полученных данных проводился на персональном компьютере при помощи лицензионного пакета программ Ststistica 6.0 (США), IBM SPSS Statistics Bass 20. Проверка нормального распределения параметров проведена по тестам Колмогорова-Смирнова и Лиллиефорса. Для параметров, отвечающих нормальному распределению, результаты представлены как среднее ± стандартное отклонение (M ± SD). Сравнение двух групп из совокупностей с нормальным распределением было проведено с помощью t-критерия Стьюдента для двух независимых выборок. Сравнение качественных признаков проводилось с помощью таблиц сопряженности 2×2 с использованием %2 по методу Пирсона с поправкой Йетса. За уровень статистической значимости был взят р & lt- 0,05.
Для оценки информативности диагностического теста применяли четырехпольную таблицу сопряженности с расчетом показателей информативности диагностического теста (чувствительность, специфичность, прогностическая ценность отрицательного результата, прогностическая ценность положительного результата, индекс точности.
Для определения диагностической ценности прогностической модели была построена характеристическая кривая (ROC — Receiver Operating Characterisic ^rve) по уравнению статистической регрессии Y= 0,18Ln (X)+0,97 с последующим расчетом площади под ней (Area Under Curve, AUC). При этом шкала значений AUC, отражаю-
щая качество диагностического теста, была распределена следующим образом:
1. АиС & gt- 0,8 — высокая точность-
2. АиС = 0,8−0,7 — средняя точность-
3. АиС & lt- 0,7 — низкая точность.
результаты исследования
На первом этапе работы был проведен анализ материнских факторов между группой макросомов и новорожденных со средней массой тела (табл. 1). По большинству сравниваемых факторов группы оказались сопоставимы между собой. Несколько выше оказался материнский возраст и индекс массы тела (ИМТ) в группе макросомов по сравнению с группой новорожденных со средней массой тела, но эти различия не были статистически значимыми (р = 1,0 и 0,08 соответственно). Исключение составил паритет родов. Первые роды статистически значимо чаще наблюдались у женщин, родивших новорожденных со средней массой тела (р = 0,001).
Статистически значимые различия были получены при сравнительном анализе способа ро-доразрешения пациенток исследуемых групп. Так, в группе матерей, родивших макросомов, частота кесарева сечения была существенно выше и составила 30,3% (р = 0,0002). При родах через естественные родовые пути частота применения акушерских щипцов и вакуум-экстрактора была статистически значимой и чаще наблюдалась
у матерей, родивших новорожденных со средней массой тела — 3% и 1,5% соответственно (р = 0,03). Между тем родовой травматизм матери и плода (дистоция плечиков) оказался более высоким в группе крупных новорожденных (р = 0,002 и 0,001 соответственно).
Учитывая существенное влияние веса плода на исход родов, было проведен сравнительный анализ точности ультразвуковых и клинических методов антенатальной диагностики предполагаемой массы плода в зависимости от массы новорожденного (табл. 2), который позволил установить приоритет ультразвукового метода, представленного формулой F. Hadlock 3. Среди клинических методов наименьшая ошибка в дородовом определении веса плода была установлена при использовании формулы З. Н. Якубовой.
Для оценки диагностической точности ультразвукового исследования в дородовой диагностике макросомии результаты дородового определения веса плодов по данным УЗИ были сопоставлены с весом новорожденных при рождении (табл. 3) и разделены на 4 группы: истинноположитель-ный результат (п — 147), ложноотрицательный (п — 229), ложноположительный (п — 353), ис-тинноотрицательный (п — 3031).
Результаты исследования свидетельствуют об отсутствии статистически значимых различий в весе плода только в группе крупных плодов с ис-тинноположительными результатами (р = 0,9).
Таблица 1
Общая характеристика исследованных групп
Характеристика групп Новорожденные со средней массой тела (первая группа) п-3384 Крупные новорожденные (вторая группа) п-376 Р
Материнский возраст 24,3 ± 3,2 28,1 ± 4,2 1,0
Индекс массы тела (ИМТ) 22,0 ± 3,4 24,9 ± 4,7 0,08
Материнский рост 162,8 ± 4,3 164,6 ± 5,7 1,5
Первые роды 2357 (69,6%) 178 (47,3%) 0, 001
Повторные роды 1027 (30,3%) 198 (52,7%) 0,005
Срок родов 39,2 ± 1,3 39,9 ± 1,1 1,8
Уровень сахара натощак в I триместре беременности 4,2 ± 1,1 4,5 ± 0,9 2,1
Уровень сахара натощак во II триместре беременности 4,3 ± 1,0 4,8±1,0 1,9
Способ родоразрешения: кесарево сечение 591 (17,0%) 114 (30,3%) 0,0002
роды через естественные родовые пути 2702 (79,9%) 262 (68,1%) 0,005
применение акушерских щипцов и вакуум-экстрактора 91 (3,0%) 6 (1,5%) 0,03
Родовой травматизм матери 345 (10,2%) 91 (24,2%) 0,002
Дистоция плечиков 8 (0,2%) 4 (1,1%) 0,001
Таблица 2
Средние ошибки определения массы плода при использовании ультразвуковых и клинических методов в зависимости от массы новорожденного
Авторы Ошибки при определении массы тела плода
3000−3499 (n=1500) 3500−3999 (n = 1884) 4000 г и более (n=376) Общая группа
F. Hadlock III 132,4 ± 30,5 232,4 ± 58,9 350,1 ± 60,2 215,7 ± 26,7
З. Н. Якубова 156,8 ± 26,7 350,2 ± 54,3 399,3 ± 75,6 312,1 ± 25,4
Ф. Д. Жордания 202,3 ± 54,5 388,3 ± 65,4 420,4 ± 42,4 356,3 ± 20,9
А. В. Ланковиц 250,4 ± 60,5 402,3 ± 63,8 506,1 ± 80,4 498,4 ± 28,2
Таблица 3
Различия между средними значениями веса плода по данным УЗИ и средним весом новорожденного
Исследуемые группы Средний вес плода по УЗИ (г) Средний вес новорожденного при рождении (г) Р
Истинноположительный результат (n = 147) 4287± 233 4320 ± 204 0,9
Ложноотрицательный результат (n=229) 3710 ± 231 4200 ± 129 0,0001
Ложноположительный результат (n = 353) 4180±151 3620 ± 139 0,0001
Истинноотрицательный результат (n = 3031) 3329 ± 241 3450 ± 359 0,0001
При применении ROC (Receiver Operator Characteristic curve) анализа показателей чувствительности (Sensitivity) и специфичности (Spesificity) в прогнозировании крупного плода по данным ультразвукового исследования выявлена средняя прогностическая способность метода. Площадь под кривой (Area under ROC curve, AUC) составила 0,7295 (ДИ 95% 0,695−0,781), что соответствует заданной средней точности (рис. 1).
Оценка информативности ультразвукового исследования в дородовой диагностике крупного
плода позволила установить высокую специфичность (93,5%) и низкую чувствительность метода (39,5%). При этом индекс точности составил 88,9%.
Сравнительный анализ способа родоразре-шения у женщин с крупным плодом в зависимости от точности его прогнозирования выявил существенные различия в частоте кесарева сечения. Так, в группе с истинноположительным результатом частота кесарева сечения была наиболее высокой и составила 59 случаев — 40%
Рис. 1. ROC — кривая прогнозирования крупного плода по данным ультразвуковых исследований
трицательном результате частота кесарева сечения снижалась до 16%.
Между тем ложноотрицательные результаты в дородовой диагностике макросомии (229 случаев) приводили к увеличению случаев дистоции плечиков (4 случая — 1,5 °%) и родового травматизма матери (42 случая — 11,9%) (рис. 2). Кроме того, при ложноотрицательном результате диагностики крупного плода регистрировались случаи вакуум-экстракции и наложения акушерских щипцов (4 случая — 1,5%).
Заключение
Итак, применение ROC-анализа позволило установить среднюю прогностическую точность ультразвукового исследования в дородовой диагностике крупного плода (AUC — 0,7295) в общей популяции беременных женщин без сахарного диабета. Отсутствие статистически значимых различий при сопоставлении дородового веса плода с весом новорожденных было выявлено только в группе истинноположительным результатом при прогнозировании макросомии (р = 0,9). С це-
Ложноположительные результаты
Ложноотрицательные результаты
1,50% / 24%
74,5%
| - роды через естественные пути Д — кесарево сечение | | - наложение вакуум-экстрактора и акушерских щипцов
Рис. 2. Зависимость между дородовым прогнозированием крупного плода и способом родоразрешения
Таблица 4
Показатели информативности УЗИ в дородовой диагностике крупного плода (в %)
Диагностические характеристики %
Чувствительность 39
Специфичность 93,5
Прогностическая ценность положительного результата 39,5
Прогностическая ценность отрицательного результата 93,4
Индекс точности 88,9
(рис. 2). Обращает на себя внимание высокая частота кесарева сечения при ложноположи-тельном результате дородовой диагностики макросомии (106 случаев — 30% соответственно), где истинный вес плода при рождении составил 3620 ± 139 г. Между тем в группе родильниц с ложноотрицательным результатом этот показатель был существенно меньше и составил 53 случая — 24% (р & lt- 0,05), несмотря на то, что средний вес новорожденных был достоверно выше — 4200 ± 129 г. (р & lt- 0,001). При истинноо-
Истиннопол ожител ьные резуп ьтаты
Истинноотрицательные результаты 3%
ЖУРНАЛ! АКУШЕРГТИ1 и ЖВНПГИУЪ КПТГЪЧНРЙ
ТОМ LXIII ВЫПУСК 3/2014
ISSN 1684−0461
Таблица 5
Осложнения вагинальных родов в зависимости от точности прогнозирования макросомии по данным ультразвуковых исследований_
Результаты исследования Родовой травматизм матери Дистоция плечиков Наложение вакуум-экстрактора и акушерских щипцов
абс % абс % абс %
Истинноположительный (n = 147) 22 15,0 — - - -
Ложноотрицательный (n = 229) 69 30,1 4 1,5 4 1,5
Ложноположительный (n = 353) 42 11,9 2 0,6 — -
Истинноотрицательный (n= 3031) 303 10,0 6 0,2 91 3,0
лью улучшения качества дородовой диагностики крупного плода некоторые авторы предлагают учитывать диаметр сердца, толщину подкожно-жировой клетчатки [3, 7, 8, 9]. К сожалению это незначительно улучшает качество диагностики [15, 20].
Необходимо учитывать, что на точность клинической оценки предполагаемой массы плода влияет наличие ожирения у матери, ее рост, паритет родов и пол плода. Кроме того, прогностическая ценность измерения высоты стояния дна матки над лоном для определения макросомии плода недостаточно изучена [16].
М. А. Белоусов и Л. И. Титченко (1991) провели анализ ошибочных прогнозов массы плода по данным ультразвуковой фетометрии в зависимости от истинной массы новорожденного в сроке доношенной беременности. Для маловесных и крупновесных плодов была выявлена диаметрально противоположная зависимость между предполагаемой и истинной массой тела. Так, для первых было свойственно завышение предполагаемой массы, а для вторых — наоборот, занижение. Кроме того, оказалось, что ошибочные прогнозы массы плода зависят от различных условий фетометрии. Так, количество околоплодных вод оказывает определенное влияние на точность прогнозирования массы плода: при многоводии предполагаемая масса плода в большинстве случаев завышалась, а при маловодии — занижалась. При нарушении нормальных соотношений размеров головки и туловища плода (крупный плод, ас-симетричная форма гипотрофии плода, диабетическая фетопатия и ряд других состояний, включая пороки развития) также снижалась точность прогноза с занижением предполагаемой массы. Особое внимание исследователи обращают на случаи прямого стояния стреловидного шва во входе малого таза, так как при этом затруднен выбор плоскости сканирования для измерения бипариетального размера головки плода. Авторы пришли к выво-
ду, что масса тела является линейной функцией его объема, а объем — кубической функцией его линейных размеров. Следовательно, при расчете массы плода по данным фетометрии любая ошибка, допущенная в измерениях, автоматически возводится в третью степень. Диспропорции между размерами головки и туловища плода, в том числе и при наличии крупного плода, нарушают статистически выведенные закономерности, на основании которых и действуют формулы и уравнения для определения массы плода.
Данные литературы свидетельствуют об увеличении частоты кесарева сечения с 5,7 до 26% за последние два десятилетия при родах крупным плодом [14, 15, 17]. За счет расширения показаний к кесареву сечению при макросомии плода, в том числе к плановому родоразрешению, снизилась перинатальная смертность, частота родового травматизма, гипоксически-травматические повреждения ЦНС. Оптимальная частота кесарева при макросомии плода зависит от правильного выбора показаний, в том числе и от точного прогнозирования массы крупного плода в сроке доношенной беременности. Антенатальная диагностика макро-сомии сочетается с увеличением частоты кесарева сечения до 26−40% [20]. Результаты данного исследования свидетельствуют, что частота кесарева сечения при родах крупным плодом составила 30,3%, что существенно выше в сопоставлении с родами нормотрофичным плодом (р=0002).
Сравнительный анализ способа родоразре-шения с данными дородового прогнозирования массы плода по данным ультразвуковых исследований позволил установить статистически значимое увеличение частоты кесарева сечения в случаях ложноположительного результата диагностики крупного плода в сравнении с ложноо-трицательным (30% и 24%, р & lt- 0,05). В случае ис-тинноположительного результата этот показатель составил 40%. По данным Parry S. et al. (2000) даже при ложноположительном результате доро-
довой диагностики макросомии частота кесарева сечения была выше истинноположительного.
Между тем недооценка веса плода (случаи ложноотрицательного результата), где средний вес плода по данным УЗИ составил 3710 ± 231 г, а истинный вес новорожденного 4200 ± 129 г (р = 0001), увеличивала частоту дистоции плечиков и родового травматизма матери.
Среди основных факторов риска дистоции плечиков на первом месте стоит макросомия плода. На сегодняшний день доказано, что применение вакуум-экстрактора и акушерских щипцов повышает риск этого тяжелого осложнения на 2,7% и 3,4% соответственно [8, 13]. В то же время необходимо учитывать, что в более 50% случаев дистоция плечиков встречается при нормальном весе плода и не всегда предсказуема. Особого внимания в отношении этого осложнения заслуживает затянувшаяся активная фаза первого периода родов и слабость потуг. Доказано, что профилактическое кесарево оправдано, когда вес плода превышает 5000 г (4500 г для женщин страдающих сахарным диабетом), а также при указании на дистоцию плечиков в предыдущих родах [8].
Таким образом, существующие на данный момент стандарты клинического определения внутриутробного веса плода недостаточно чувствительны и специфичны в общей популяции беременных женщин (в группах низкого риска), поэтому дородовая диагностика макросомии страдает высоким уровнем ложноположительных и лож-ноотрицательных результатов. Ультразвуковое исследование в поздние сроки беременности, включающее рутинные фетометрические параметры не дает высокой прогностической ценности [6]. В связи с этим предполагаемая антенатальная макросомия плода не должна быть определяющим фактором в выборе способа родоразрешения в общей популяции беременных женщин. В таких ситуациях при выборе оптимального способа ро-доразрешения необходимо учитывать анамнестические данные, размеры и анатомию таза матери, клиническое течение родов и другие параметры, приводящие к диспропорции размеров таза матери и плода.
Литература
1. БелоусовМ. А., Титченко Л. И. Анализ ошибочных прогнозов массы плода по данным ультразвуковой фетометрии. Акушерство и гинекология. 1991- № 5: 19−21.
2. Демидов В. Н., Бычков П. А., Логвиненко А. В., Воеводин С. М. Ультразвуковая биометрия (справочные таблицы и уравнения). М. -1990.
3. Слабинская Т. В., Севостьянова О. Ю. Способ определения массы тела внутриутробного плода с макросомией в сро-
ке доношенной беременности. Патент на изобретение № 2 138 200. М.- 1989.
4. МедведевМ. В. Ультразвуковая фетометрия: справочные таблицы и номограммы. М.: РАВУЗДПГ- 2002.
5. Akinola S. S., Oluwafemi K., Ernest O. O., Niyi O. M., Solomon O. O., Oluwagbemiga O. A., Salami S. S. Clinical versus sonographic estimation of foetal weight in southwest Nigeria. J. Health. Popul. Nutr. 2007- 25 (1): 14−23.
6. BrickerL., Neilson J. P. Routine ultrasound in late pregnancy (after 24weeks gestation) (Cochrane Review). In: The Cochrane Library. Update Software. Level I. Oxford- 2000: Issue 2.
7. Boulet S.L., Salihu H.M., Alexander G.R. Mode of delivery and birth outcomes of macrosomic infants. J. Obstet. Gynaecol. 2004- 24 (6): 622−9.
8. BoulvainM., Stan C., Irion O. Elective delivery in diabetic pregnant women (Cochrane Review). In: The Cochrane Library. Update Software. Oxford- 2000: Issue 2.
9. Campbell S., Thomas A. Ultrasound measurement of the fetal head to abdominal circumference ratio in the assessment of fetal growth retardation. Br. J. Obstet. Gynaecol. 1977- 84: 165−74.
10. Chaabane K., Trigui K., Louati D., Kebaili S., Gassara H., Dam-makA., Amouri H., GuermaziM. Antenatal macrosomia prediction using sonographic fetal abdominal circumference in South Tunisia. Pan. Afr. Med. J. 2013- 14: 111.
11. Hadlock F.P., Harrist R.B., Carpenter R. J., Deter R.L., Park S. K. Sonographic estimation of fetal weight. The value of femur length in addition to head and abdominal measurements. Radiology. 1984−150: 535−40.
12. Harlev A., Walfisch A., Bar-David J., Hershkovitz R., Friger M, Hal-lak M. Maternal estimation of fetal weight as a complementary method of fetal weight assessment: a prospective clinical trial. J Reprod Med. 2006- 51 (7): 515−20.
13. Hillier C. E., JohansonR.B. Worldwide survey of assisted vaginal delivery. International journal of gynecology and obstetrics 1994−47 (2): 109−14.
14. LahmannP. H., WillsR.A., CooryM. Trends in birth size and macrosomia in Queensland Australia from 1988 to 2005. Pe-diatr. Perinat. Epidemiol. 2009- 23 (6): 533−41.
15. Mazouni C., Rouzier К., Ledu К., Heckenroth H., Guidicelli B., GamerreH. Development and internal validation of a nomogram to predict macrosomia. Ultrasound Obstet. Gynecol. 2007- 29 (5): 544−9.
16. Neilson J. P. Symphysis-fundal height measurement in pregnancy (CochraneReview). In: The Cochrane Library. Update Software. Oxford- 2000: Issue 2.
17. Parry S., Severs C. P., SehdevH. M., Macones G.A., White L. M., Morgan M. A. Ultrasonographic prediction of fetal macroso-mia. Association with cesarean delivery. J. Reprod. Med. 2000- 45 (1): 17−22.
18. SandmireH. F., DeMottR.K. The Green Bay cesarean section study. IV. The physician factor as a determinant of cesarean birth rates for the large fetus. Am. Obstet. Gynecol. 1996- 74 (5): 1557−64.
19. ShephardM.J., RichardV.A., BerkovitzR.K. et al. An evaluation
of two equations for predicting fetal weigth by ultrasound. Amer. J. Obstet. Gynec. 1982−12 (1): 47−54. 20. Walsh C. A, Mahony R. T, FoleyM.E., DalyM, O, Herlihy C. Recurrence of fetal macrosomia in non-diabetic pregnancies. J. Obstet. Gynaecol. 2007- 27 (4): 374−8.
Статья представлена О. Н. Беспаловой, ФГБУ «НИИАГ им. Д. О. Отта» СЗО РАМН, Санкт-Петербург
CLINICAL SIGNIFICANCE OF PRENATAL DIAGNOSIS OF MACROSOMIA BY ULTRASOUND
Bayeva I. Yu.
¦ Summary: Objective: Establish the diagnostic value of ultrasound examination in prenatal diagnosis of macrosomia among the women without diabetes and to determine its effect on birth outcomes. Methods: This is a retrospective cohort study done at the Orenburg municipal perinatal center and maternity hospital № 2 since 2006 to 2012. In this study 3760 pregnant women were analyzed who delivered term, singleton, live born infants. The estimated fetal sonographic weight by the formula Hadlock'-s was obtained within the last week prior to delivery. The study population was divided into 4 groups (true positive, true negative, false positive, false negative) according to the estimated fetal weight (EFW) and regarding the birth weight (BW). Receiver-operating characteristics (ROC) curves were generated to compare the prediction of macrosomia when using different observation methods. Sensitivity, specificity, positive predictive value (PPV), negative predictive value (NPV) and accuracy were calculated. The mean value of two groups were compared using two sample t test and %2 test for comparison of proportions. Results: In order to assess the accuracy of the ultrasound in prenatal diagnosis of macrosomia the study population was divided into 4 groups according to the estimated fetal weight (EFW) and regarding the birth weight (BW): true positive (n-147), false negative (n-229), false positive (n-353), true negative (n-3031). Results of the study showed no statistically significant differences between the birth weight and estimated fetal weifht by ultrasound alone only in the macrosomia group with true-positive results (p = 0. 9). In applying the ROC (Receiver Operating Characteristic curve) performance analysis sensitivity and spesificity in the prediction of the macrosomia by ultrasound revealed the average predictive power of the method. Area under the curve (Area under ROC curve, AUC) made 0. 7295 (95% CI: 0. 695−0. 781), which corresponds to a predetermined average accuracy. The accuracy of macrosomia prediction by ultrasound methods was 90%, sensitivity — 35%, specificity — 93,5%. Сesarian sections were performed for 40% of the pregnant women, where fetal macrosomia was truly ruled in (true positive) and 16% of the women who delivered normal weight infants (true negative). Overestimation of fetal weight (false positive) has led to the 30% rate of cesarean sections. Underestimation of fetal weight (false negative) has decreased
to the 24% rate of cesarean sections but in this case perinatal complications have increased. Conclusion: Results showed an average accuracy in predicting macrosomia by the formula Hadlock'-s. The results of the study have proved that the inappropriate prediction macrosomia of fetal weight has influence on the mode of delivery. Overestimation of fetal weight has led the proportion of cesarian sections. Underestimation of fetal macrosomia has increased perinatal complications.
¦ Key words: macrosomia- fetal weight- Hadlock'-s formula- ultrasound.
Referenses
1. Belousov M. A., Titchenko L. I. Analiz oshibochnykh prognozov massy ploda po dannym ul'-trazvukovoy fetometrii. [Analysis of the erroneous predictions of fetal weight by ultrasound fetome-try] Akusherstvo i ginekologiya. 1991: № 5: 19−21. (in Russian).
2. Demidov V. N., Bychkov P. A., Logvinenko A. V., Voevo-din S. M. Ul'-trazvukovaya biometriya (spravochnye tablitsy i uravneniya). [Ultrasound biometry (reference tables and equations)] M.: 1990: 83−92. (in Russian).
3. Slabinskaya T. V., Sevost'-yanova O. Yu. Sposob opredele-niya massy tela vnutriutrobnogo ploda s makrosomiey v sroke donoshennoy beremennosti: patent na izobretenie № 2 138 200. [A method for determining body mass of fetal macrosomia with at term pregnancy: invention patent number 2,138,200].M.: 1989. (in Russian).
4. Medvedev M. V. Ul'-trazvukovaya fetometriya: spravochnye ta-blitsy i nomogrammy. [Ultrasonic fetometry lookup tables and nomograms]. M.: RAVUZDPG: 2002. (in Russian).
5. Akinola S. S., Oluwafemi K., Ernest O. O., Niyi O. M., Solomon O. O., Oluwagbemiga O. A., Salami S. S. Clinical versus sonographic estimation of foetal weight in southwest Nigeria. J. Health. Popul. Nutr. 2007- 25 (1): 14−23.
6. Bricker L., Neilson J. P. Routine ultrasound in late pregnancy (after 24weeks gestation) (Cochrane Review). In: The Cochrane Library. Update Software. Level I. Oxford- 2000: Issue 2.
7. Boulet S. L., Salihu H. M., Alexander G. R. Mode of delivery and birth outcomes of macrosomic infants. J. Obstet. Gy-naecol. 2004- 24 (6): 622−9.
8. Boulvain M., Stan C., Irion O. Elective delivery in diabetic pregnant women (Cochrane Review). In: The Cochrane Library. Update Software. Oxford- 2000: Issue 2.
9. Campbell S., Thomas A. Ultrasound measurement of the fetal head to abdominal circumference ratio in the assessment of fetal growth retardation. Br. J. Obstet. Gynaecol. 1977- 84: 165−74.
10. Chaabane K., Trigui K., Louati D., Kebaili S., Gassara H., Dammak A., Amouri H., Guermazi M. Antenatal macrosomia prediction using sonographic fetal abdominal circumference in South Tunisia. Pan. Afr. Med. J. 2013- 14: 111.
11. Hadlock F. P., Harrist R. B., Carpenter R. J., Deter R. L., Park S. K. Sonographic estimation of fetal weight. The value of femur length in addition to head and abdominal measurements. Radiology. 1984−150: 535−40.
12. Harlev A., Walfisch A., Bar-David J., Hershkovitz R., Friger M, Hallak M. Maternal estimation of fetal weight as a complemen-
tary method of fetal weight assessment: a prospective clinical trial. J Reprod Med. 2006- 51 (7): 515−20.
13. Hillier C. E., Johanson R. B. Worldwide survey of assisted vaginal delivery. International journal of gynecology and obstetrics 1994−47 (2): 109−14.
14. Lahmann P. H., Wills R. A., Coory M. Trends in birth size and macrosomia in Queensland Australia from 1988 to 2005. Pe-diatr. Perinat. Epidemiol. 2009- 23 (6): 533−41.
15. Mazouni C., Rouzier К., Ledu К., Heckenroth H., Guidicelli B., Gamerre H. Development and internal validation of a nomogram to predict macrosomia. Ultrasound Obstet. Gynecol. 2007- 29 (5): 544−9.
16. Neilson J. P. Symphysis-fundal height measurement in pregnancy (CochraneReview). In: The Cochrane Library. Update Software. Oxford- 2000: Issue 2.
17. Parry S., Severs C. P., Sehdev H. M., Macones G. A., White L. M., Morgan M. A. Ultrasonographic prediction of fetal macrosomia. Association with cesarean delivery. J. Reprod. Med. 2000- 45 (1): 17−22.
18. Sandmire H. F., DeMott R. K. The Green Bay cesarean section study. IV. The physician factor as a determinant of cesarean birth rates for the large fetus. Am. Obstet. Gyn. 1996- 74 (5): 1557−64.
19. Shephard M. J., RichardV. A., Berkovitz R. K. et al. An evaluation of two equations for predicting fetal weigth by ultrasound. Amer. J. Obstet. Gynec. 1982−12 (1): 4754.
20. Walsh C. A., Mahony R. T., Foley M. E., Daly M., O, Herlihy C. Recurrence of fetal macrosomia in non-diabetic pregnancies. J. Obstet. Gynaecol. 2007- 27 (4): 374−8.
¦ Адреса автора для переписки —
Баева Ирина Юрьевна — к. м. н., ассистент кафедры акушерства и гинекологии. Оренбургская государственная медицинская академия. 460 000, Россия, Оренбург, ул. Советская, д. 6. E-mail: baeva37@mail. ru.
Bayeva Irina Yuryevna — candidate of medical sciences, assistant to chair of obstetrics and gynecology. Orenburg state medical academy. 460 000, Orenburg, Sovetskaya St., 6, Russia. E-mail: baeva37@mail. ru.

ПоказатьСвернуть
Заполнить форму текущей работой