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Prog Obstet Ginecol. 2011;54(9):441—445

PROGRESOS de

OBSTETRICIA Y GINECOLOG´I A w w w. e l s e v i e r. e s / p o g

ORIGINAL

Resultados perinatales en amenazas de parto prematuro ´n endocervical por Ureaplasma urealyticum con colonizacio `nica Martı´nez-Terro ´n Cristina Ros *, Montserrat Palacio, Jordi Bosch, Teresa Cobo, Mo ´s y Eduard Grataco Servei de Medicina Maternofetal, Institut Clı´nic de Ginecologia, Obstetrı´cia i Neonatologia, Hospital Clı´nic i Provincial de Barcelona, ˜a Barcelona, Espan Recibido el 28 de diciembre de 2010; aceptado el 12 de mayo de 2011

PALABRAS CLAVE Parto prete ´rmino; Vaginosis bacteriana; Corioamnionitis; Micoplasma

KEYWORDS Preterm birth; Vaginosis; Chorioamnionitis; Mycoplasma

Resumen Objetivo: Valorar los resultados perinatales en embarazadas con episodios de amenaza de parto prematuro y colonizacio ´n concomitante por Ureaplasma urealyticum detectada mediante cultivos endocervicales. ´todos: Entre enero del 2002 y diciembre del 2003 se incluyeron un total de Material y me 72 mujeres con uno o ma ´s episodios de amenaza de parto prematuro entre las 24 y 36,6 semanas de gestacio ´n, en cuyo ingreso se realizo ´ un cultivo endocervical para micoplasmas genitales. Criterios de exclusio ´n: embarazos mu ´ltiples, rotura prematura de membranas previa a la amenaza de parto prematuro. Se compararon los resultados perinatales entre las pacientes con y sin colonizacio ´n concomitante por U. urealyticum. Resultados: Al comparar el grupo de mujeres con cultivo endocervical positivo a U. urealyticum (30 pacientes) y el grupo con cultivo negativo (42 pacientes) no se encontraron diferencias estadı´sticamente significativas respecto a la edad materna, la nuliparidad, la longitud cervical o el test de Bishop. La edad gestacional en el momento del parto fue muy similar en ambos grupos, ası´como los resultados perinatales. No se observo ´ ningu ´n caso de corioamnionitis ni sepsis neonatal. ´n: En mujeres con episodios de amenaza de parto prematuro, la positividad del cultivo Discusio endocervical para U. urealyticum al ingreso no se asocia a mayor riesgo de parto prete ´rmino ni aumenta la morbilidad perinatal. ß 2010 SEGO. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L. Todos los derechos reservados.

Perinatal results in threatened preterm labor related to Ureaplasma urealyticum colonization Abstract Objective: To assess the perinatal results in pregnant women with threatened preterm labor and detection of Ureaplasma urealyticum by endocervical culture.

* Autor para correspondencia. ´nico: [email protected] (C. Ros). Correo electro 0304-5013/$ — see front matter ß 2010 SEGO. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L. Todos los derechos reservados. doi:10.1016/j.pog.2011.05.005

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C. Ros et al Material and methods: Seventy-two pregnant women with at least one episode of preterm labor between 24 and 36.6 weeks of pregnancy from January 2002 to December 2003 were included in our study. An endocervical culture for genital mycoplasmas was performed at admission. Exclusion criteria consisted of multiple pregnancy and premature rupture of membranes prior to the episode of threatened preterm labor. Perinatal results were compared in women with positive and negative cultures to U. urealyticum. Results: There were 30 women with a U. urealyticum-positive culture and 42 women with a U. urealyticum-negative culture. There were no statistically significant differences in maternal age, nulliparity rate, cervical length or Bishop’s score. Gestational age at delivery and perinatal results were highly similar in the two groups. There were no cases of chorioamnionitis or neonatal sepsis. Discussion: In women admitted to hospital for threatened preterm labor, detection of U. urealyticum in endocervical culture at admission is not related to an increased risk of preterm birth or with increased perinatal morbidity. ß 2010 SEGO. Published by Elsevier Espan ˜a, S.L. All rights reserved.

´n Introduccio El parto prete ´rmino ocurre en el 5-10% de los nacimientos y es la principal causa de morbimortalidad perinatal. La prematuridad explica hasta el 60% de las muertes neonatales (excluyendo los recie ´n nacidos con malformaciones conge ´nitas), y las secuelas de la prematuridad, tales como la displasia broncopulmonar o los de ´ficits neurolo ´gicos, hacen del estudio de sus causas y su manejo uno de los principales objetivos de la obstetricia en la actualidad1. Aunque se han descrito mu ´ltiples factores asociados al parto prete ´rmino, la etiologı´a es desconocida en la mayorı´a de los casos. Hay evidencias que sugieren que la infeccio ´n juega un rol importante en la patoge ´nesis del parto prematuro. Se postula que hasta un 50% de partos prete ´rmino inferiores a 30 semanas, de forma directa o indirecta, son de causa infecciosa2,3. El acceso de los pato ´genos hacia la cavidad amnio ´tica y el feto se realiza a trave ´s de diferentes vı´as: ascendente, hemato ´gena, retro ´grada desde las trompas de Falopio o introduccio ´n accidental mediante procedimientos invasivos. De todas ellas, la vı´a ascendente desde la vagina o el ce ´rvix parece ser la ma ´s frecuente1,4,5. Por lo tanto, el cribado de la flora genitourinaria de las mujeres con amenaza de parto prete ´rmino es una aproximacio ´n (aunque pobre) de la microflora del tracto genital superior6. La vaginosis bacteriana es un sı´ndrome clı´nico basado en la alteracio ´n de la microflora genital, en la que Gardnerella vaginalis, anaerobios tales como Prevotella, Bacteroides, Peptostreptococcus y Mobilincus, y Mycoplasma hominis y Ureaplasma urealyticum predominan en las secreciones vaginales. Este complejo polimicrobiano, comparado con la flora genital normal dominada por Lactobacillus, parece asociada con un incremento del riesgo de parto prete ´rmino, rotura prematura de membranas y otras complicaciones perinatales7. Los micoplasmas genitales incluyen, entre otros, U. urealyticum y M. hominis, aunque en la literatura se ha descrito un predominio del primero, con prevalencias claramente superiores tanto entre mujeres gestantes como en no gestantes. Adema ´s, los cultivos positivos a M. hominis suelen estar coinfectados por U. urealyticum8,9.

Los micoplasmas genitales son aislados en ma ´s del 60% de las pacientes con vaginosis bacteriana10. Se ha demostrado recientemente que los microorganismos implicados en la vaginosis bacteriana son similares a los que causan infeccio ´n, y se postula una posible asociacio ´n. La literatura anglosajona describe que hasta el 20% de las gestantes de bajo riesgo presentan vaginosis bacteriana, la mayorı´a de forma asintoma ´tica11. Por lo tanto, las guı´as actuales recomiendan el tratamiento de la vaginosis solo en gestantes de alto riesgo de parto prete ´rmino12. Sin embargo, no se dispone de datos concluyentes respecto a la eficacia del tratamiento de los micoplasmas genitales aislados en el tercer trimestre de gestacio ´n en pacientes con episodios de amenaza de parto prete ´rmino. Puesto que los micoplasmas genitales no se aı´slan en medios de cultivo habituales, es relevante evaluar la efectividad de realizar cultivos especı´ficos al ingreso de las pacientes con amenaza de parto prete ´rmino. El objetivo de nuestro estudio es determinar los resultados perinatales de las pacientes con amenaza de parto prete ´rmino y bolsa ´ntegra, ı con cultivos positivos para micoplasmas genitales, compara ´ndolos con los resultados de las pacientes sin dichos ge ´rmenes aislados en cultivo endocervical. Esto deberı´a ser u ´til para poder valorar la necesidad de incluir cultivos especı´ficos para micoplasmas en el protocolo de amenaza de parto prete ´rmino en el momento del ingreso hospitalario.

´todos Material y me Se incluyeron en el estudio las mujeres ingresadas por amenaza de parto prematuro entre enero de 2002 y diciembre de 2003, con edad gestacional al ingreso entre 24 y 36,6 semanas. Los criterios de ingreso fueron la presencia de dina ´mica uterina en el registro cardiotocogra ´fico ( 3 contracciones/ 10 min) y las modificaciones cervicales objetivadas por tacto vaginal (Bishop > 3). En el momento del estudio, la longitud cervical valorada ecogra ´ficamente no era utilizada como criterio de ingreso de forma extendida. De acuerdo con el protocolo aprobado en nuestro centro, se instauro ´ tratamiento tocolı´tico hasta la remisio ´n de la sintomatologı´a, y se administraron dos dosis de betametasona (12 mg por vı´a intramuscular) durante 2 dı´as para la maduracio ´n pulmonar fetal.

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Resultados perinatales en amenazas de parto prematuro con colonizacio ´n endocervical por Ureaplasma urealyticum Se excluyeron las mujeres con gestaciones mu ´ltiples, ası´ como aquellas con rotura prematura de membranas previa al episodio de amenaza de parto prematuro. En el momento del ingreso se tomo ´ una muestra endocervical que se conservo ´ en medio de transporte UMMT hasta su posterior ana ´lisis en el laboratorio. Se realizo ´ el cultivo de la muestra para detectar micoplasmas urogenitales con el kit de diagno ´stico basado en pruebas bioquı´micas MycofastW Evolution 2 (Internacional Microbio). Este kit permite discriminar si se trata de la especie U. urealyticum o de M. hominis, ası´ como una aproximacio ´n semicuantitativa del nu ´mero de unidades cambiantes de color de ambas especies. Los resultados del cultivo endocervical para micoplasma no se utilizaron para el manejo del cuadro clı´nico. Para el ana ´lisis estadı´stico de los datos se realizaron las pruebas de la t de Student para las variables continuas y la x2 para las variables cualitativas. Para realizar dichos ana ´lisis se utilizo ´ el programa SPSS v10.0.1.

Resultados Se incluyeron 72 mujeres que cumplı´an los criterios marcados para el estudio: 42 de ellas (58%) presentaron cultivo endocervical para micoplasmas urogenitales negativo, y 30 (42%) presentaron cultivo positivo a U. urealyticum. Al comparar el grupo de mujeres con cultivo de Ureaplasma positivo y el grupo de mujeres con cultivo negativo no se encontraron diferencias estadı´sticamente significativas respecto a la edad materna ni a la nuliparidad. Tampoco hubo diferencias en la longitud cervical al ingreso ni en el test de Bishop. La edad gestacional en el momento del parto y los datos perinatales tambie ´n fueron similares en ambos grupos. El porcentaje de recie ´n nacidos ingresados en la UCI neonatal, hijos de mujeres con cultivo Ureaplasma negativo, fue del 60%, siendo del 40% en hijos de mujeres con cultivo positivo; dichas diferencias no fueron estadı´sticamente significativas. No se observo ´ ningu ´n caso de corioamnionitis ni sepsis neonatal, pero sı´ dos casos de distre ´s respiratorio del recie ´n nacido: uno en una madre portadora de U. urealyticum y otro en una madre no portadora (tabla 1). En el protocolo del hospital no se contemplaba el tratamiento antibio ´tico a las mujeres con cultivo de micoplasma

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positivo. A pesar de esto, 6 mujeres fueron tratadas con macro ´lidos por su obstetra de referencia al objetivar el cultivo endocervical positivo para Ureaplasma en la visita de control. Comparando a estas mujeres, no se han detectado diferencias estadı´sticamente significativas en ninguna de las variables estudiadas entre las 6 pacientes Ureaplasma positivo tratadas y las 24 pacientes con Ureaplasma no tratadas. Sin embargo, cabe destacar que la edad gestacional del parto media fue 39,0 para las pacientes tratadas y de 36,4 para las no tratadas. Yen consecuencia, tambie ´n fue mayor el peso medio del recie ´n nacido: 3.237 g en tratadas y 2.740 g en no tratadas (tabla 2).

´n Discusio Aunque la mayorı´a de pacientes que presentan un cuadro de amenaza de parto prematuro llegan a te ´rmino, el porcentaje de prematuridad es cuatro veces mayor que el de la poblacio ´n general3. Para mejorar los resultados obste ´tricos de pacientes que presentan una amenaza de parto prematuro, es necesario conocer su etiologı´a. Desde hace ma ´s de siete de ´cadas, las infecciones siste ´micas maternas tales como la pielonefritis aguda, la bacteriuria asintoma ´tica y la neumonı´a se han reconocido asociadas al parto prete ´rmino, pero solo en los u ´ltimos 20 an ˜os se han relacionado las infecciones del tracto genital con la prematuridad13. Diversos estudios han demostrado la asociacio ´n entre la vaginosis bacteriana y otras infecciones del tracto genitourinario inferior, con la amenaza de parto prete ´rmino14. Ası´ pues, existe acuerdo en la literatura sobre la necesidad de cribado para la vaginosis bacteriana en pacientes de riesgo15, aunque no existen guı´as respecto al manejo de pacientes diagnosticadas de amenaza de parto prematuro e infeccio ´n por micoplasma genital. Los resultados de este estudio indican que las mujeres diagnosticadas de amenaza de parto prete ´rmino, y colonizadas por U. urealyticum (positivo en el cultivo endocervical al ingreso) presentan resultados similares que las gestantes con cultivos negativos para dicho germen. No obstante, las mujeres tratadas con macro ´lidos presentan una tendencia a mejores resultados perinatales que las no tratadas. En este

Tabla 1 Datos de filiacio ´n e ingreso por amenaza de parto prematuro de mujeres con cultivo endocervical a Ureaplasma urealyticum (Uu) positivo y negativo

Edad materna X (DE) Nuliparidad, n (%) Edad gestacional al ingreso (semanas), X (DE) Longitud cervical al ingreso (mm), X (DE) Bishop al ingreso, X (DE) Lapso de dı´as entre ingreso y parto, X (DE) Edad gestacional del parto (semanas), X (DE) Pacientes de edad gestacional al parto < 37 semanas, n (%) Tratamiento con macro ´lidos, n (%) Peso del recie ´n nacido (g), X (DE) Recie ´n nacidos ingresados, n (%) Dı´as de ingreso del recie ´n nacido, X (DE)

Uu positivo (n = 30)

Uu negativo (n = 42)

p

28,1 (6,8) 16 (53%) 29,5 (6,9) 29,7 (10,7) 3,4 (2,1) 42,8 (27,2) 36,6 (3,1) 13 (43%) 6 (20%) 2819 (738) 12 (40%) 6,3 (9,3)

30,5 (6,2) 20 (48%) 31,6 (3,6) 27,2 (10,8) 3,7 (1,4) 35,9 (22,1) 36,5 (3,5) 20 (47%) 1 (2%) 2733 (728) 25 (60%) 5,6 (6,7)

NS NS NS NS NS NS NS NS 0,013 NS NS NS

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C. Ros et al

Tabla 2 Comparacio ´n entre mujeres con cultivos endocervicales positivos a Ureaplasma urealyticum tratadas con macro ´lidos y no tratadas

Edad materna, X (DE) Nuliparidad, n (%) Edad gestacional al ingreso (semanas), X (DE) Longitud cervical al ingreso (mm), X (DE) Bishop al ingreso, X (DE) Lapso de dı´as entre ingreso y parto, X (DE) Edad gestacional del parto (semanas), X (DE) Peso del recie ´n nacido (g), X (DE) Recie ´n nacidos ingresados, n (%) Dı´as de ingreso del recie ´n nacido, X (DE)

Tratadas (n = 6)

No tratadas (n = 24)

p

32,3 3 30,4 33,5 2,0 59,7 39,0 3.237 3 3,6

27,6 13 30,7 26,65 4,1 40,2 36,4 2.741 9 6,2

NS NS NS NS NS NS NS NS NS NS

estudio, solo 6 pacientes de las 30 con cultivo positivo fueron tratadas con macro ´lidos, y la comparacio ´n de estas 6 pacientes con las 24 restantes no muestra diferencias, pero el escaso taman ˜o muestral no permite concluir nada al respecto. Existen estudios que demuestran que, a pesar de ser los microorganismos ma ´s frecuentemente aislados en los cultivos de lı´quido amnio ´tico en pacientes con infeccio ´n intraamnio ´tica (53% U. urealyticum y 30% M hominis)3, su presencia en el tracto genital inferior no parece estar asociada con un subsiguiente aumento del parto prete ´rmino4,6,16-18. Los resultados del presente estudio estarı´an en concordancia con los citados, aunque tambie ´n se han publicado dos estudios con resultados contradictorios19,20. Hay controversia respecto a la eficacia de la antibioterapia frente a los microorganismos aislados en casos de gestantes con vaginosis bacteriana durante el primer y el segundo trimestres. Aunque algunos estudios encuentran diferencias estadı´sticamente significativas, en cuanto a la edad gestacional y los resultados perinatales, en las pacientes con microorganismos genitales comunes tratadas con antibio ´ticos14,21, existen otros en los que no se confirman dichos resultados para micoplasmas. A pesar de ello, la antibioterapia podrı´a ser u ´rmenes aisla´til frente a otros ge dos12. En principio, los resultados de este estudio sugieren que debido a la ausencia de diferencias significativas, junto con el elevado coste de la te ´cnica del cultivo de los micoplasmas genitales, la deteccio ´n sistema ´tica en caso de parto prete ´rmino es cuestionable. Sin embargo, la aparente tendencia a obtener mejores resultados en pacientes tratadas con macro ´lidos, y la presente controversia en la literatura respecto a este tema, apunta a que se deberı´an realizar estudios ma ´s exhaustivos sobre la deteccio ´n de micoplasmas genitales y la eficacia del tratamiento de la colonizacio ´n o infeccio ´n endocervical en gestantes de tercer trimestre que presentan un amenaza de parto prete ´rmino, para poder descartar contundentemente el cribado y posterior tratamiento de micoplasmas en mujeres con amenaza de parto prematuro.

Bibliografı´a 1. Goldenberg RL, Culhane JF, Iams JD, Romero Ro ´mez R. Epidemiology and causes of preterm birth. Lancet. 2008;371:75—84.

(8,3) (50%) (3,7) (5,0) (1,4) (22,0) (1,9) (449) (50%) (3,4)

(6,7) (54%) (3,6) (10,8) (2,1) (28,5) (3,4) (797) (38%) (10,4)

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Prog Obstet Ginecol. 2011;54(9):446—451

PROGRESOS de

OBSTETRICIA Y GINECOLOG´I A w w w. e l s e v i e r. e s / p o g

ORIGINAL

´n en los resultados neonatales del intervalo de tiempo Repercusio de nacimiento entre gemelos ˜er a, Marı´a Lapresta Moros a,b, Raquel Crespo Esteras a,b,*, Silvia Martı´nez Sun ´ndez a,b y Jose ´ Manuel Campillos Maza b,c Esther Cruz Guerreiro a,b, Pilar Garrido Ferna a

˜a Servicio de Obstetricia, Hospital Universitario Miguel Servet, Zaragoza, Espan ´s de Ciencias de la Salud, Zaragoza, Espan ˜a Instituto Aragone c ˜a Jefe de la Unidad de Medicina Maternofetal, Servicio de Obstetricia, Hospital Universitario Miguel Servet, Zaragoza, Espan b

Recibido el 23 de febrero de 2011; aceptado el 4 de mayo de 2011 Accesible en lı´nea el 13 de julio de 2011

PALABRAS CLAVE Intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos; Parto vaginal; pH de arteria umbilical; Test de Apgar

Resumen Objetivo: Evaluar los factores que pueden influir sobre el intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos y sobre el resultado neonatal a corto plazo del segundo gemelo.

´todos: Se realizo´ un estudio descriptivo retrospectivo a trave´s de la base de datos Material y me informatizada y la revisio ´n de las historias clı´nicas de las pacientes atendidas en el Hospital Universitario Miguel Servet desde enero de 2005 hasta diciembre de 2007. Se ha realizado un ana ´lisis estadı´stico para determinar los factores que potencialmente pueden afectar el intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos incluyendo: caracterı´sticas maternas, edad gestacional, tipo de parto, discordancia de pesos fetales, pH de arteria umbilical y puntuaciones en el test de Apgar. Resultados: De los 13.340 partos registrados durante el periodo de estudio, 206 gestaciones gemelares se ajustaron a los criterios de inclusio ´n. La mayorı´a de los segundos gemelos (79,6%) nacieron en los 5 min siguientes al parto del primer gemelo. Las caracterı´sticas maternas como la edad, la paridad, la obesidad y el tabaquismo no se relacionaron con el incremento del intervalo al nacimiento. Un mayor intervalo se asocio ´ a un aumento de riesgo de puntuaciones bajas en el test de Apgar y a un descenso de los valores de pH de arteria umbilical. El parto instrumental se asocio ´ a un incremento del intervalo de tiempo. ´n: Basa´ndonos en nuestros datos y los reflejados por estudios previos podemos decir Conclusio que el intervalo de tiempo al nacimiento entre gemelos parece ser un factor de riesgo independiente para un resultado neonatal adverso. ß 2011 SEGO. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L. Todos los derechos reservados.

* Autor para correspondencia. ´nico: [email protected] (R. Crespo Esteras). Correo electro 0304-5013/$ — see front matter ß 2011 SEGO. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L. Todos los derechos reservados. doi:10.1016/j.pog.2011.05.004

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Repercusio ´n en los resultados neonatales del intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos

KEYWORDS Twin-to-twin delivery interval; Vaginal delivery; Umbilical arterial pH; Apgar score

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Effect of twin-to-twin delivery time interval on neonatal outcome Abstract Objective: To evaluate the factors influencing twin-to-twin delivery time interval and the shortterm outcome of the second twin.

Material and methods: We performed a retrospective, descriptive study by reviewing a computerized database and the medical records of pregnant women attending the Miguel Servet University Hospital from January 2005 to December 2007. A statistical analysis was performed to determine the factors potentially affecting twin-to-twin delivery time interval, including maternal characteristics, gestational age, mode of delivery, fetal weight discordance, umbilical artery pH and Apgar score. Results: Of the 13,430 deliveries registered during the study period, 206 twin pregnancies met the inclusion criteria. Most (79.6%) of the second twins were born within 5 min of delivery of the first twin. Maternal characteristics such as age, parity, obesity and smoking were not related to twin-to-twin delivery time interval. A longer time interval was associated with an increased risk of low Apgar scores and a decline in umbilical artery pH in the second twin. Vaginal operative delivery was associated with an increased time interval. Conclusion: Based on our data and the results of previous studies, twin-to-twin delivery time interval seems to be an independent risk factor for adverse neonatal outcome. ß 2011 SEGO. Published by Elsevier Espan ˜a, S.L. All rights reserved.

´n Introduccio En las u ´cadas se ha producido un notable aumento ´ltimas de de las gestaciones gemelares debido a la mayor edad materna en el momento de la concepcio ´n y al auge de las te ´cnicas de reproduccio ´n asistida (TRA). La gestacio ´n mu ´ltiple es responsable de una de cada 8-10 muertes perinatales1 y de un importante consumo de recursos sanitarios. En las gestaciones gemelares esta ´ aumentada la incidencia de parto prete ´rmino, prolapso de cordo ´n, alteraciones de la contractilidad uterina, desprendimiento de placenta y atonı´a uterina2,3. Esta mayor incidencia de complicaciones pone a prueba la experiencia y los conocimientos del equipo me ´dico que atiende el parto. El intervalo de tiempo entre el nacimiento del primer y del segundo gemelo es un tema controvertido sobre el cual no existen criterios una ´nimes. Conforme aumenta el intervalo, aumenta el riesgo de hipoxia del segundo gemelo, con la consiguiente disminucio ´n progresiva del pH de cordo ´n umbilical4,5. Se aconseja que este intervalo de tiempo sea inferior a 30 min y, a ser posible, que no supere los 15 min6. Sin embargo, algunos estudios no han demostrado un aumento de la morbimortalidad perinatal cuando se incrementa el intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos si se utiliza monitorizacio ´n fetal continua7,8. Probablemente los resultados sobre este aspecto entre los diferentes estudios son discrepantes debido a que el nu ´mero de publicaciones es escaso, los taman ˜os muestrales limitados y las variables analizadas heteroge ´neas para poder establecer conclusiones definitivas9—11.

´todos Material y me Se ha realizado un estudio descriptivo, transversal y retrospectivo de las gestaciones gemelares finalizadas en el Hospital Universitario Miguel Servet de Zaragoza (HUMS) desde enero de 2005 hasta diciembre de 2007. La investigacio ´n se ha llevado a cabo a partir de la base de datos elaborada por el

«Grupo de investigacio ´n B64 sobre el Embarazo Mu ´ltiple», perteneciente al Instituto Aragone ´s de Ciencias de la Salud. Adema ´s, se efectuo ´ una revisio ´n individualizada de las historias clı´nicas de todas las gestantes incluidas en el estudio. Toda la informacio ´n ha sido analizada estadı´sticamente a trave ´s de la aplicacio ´n informa ´tica Statistics Process Social Sciences (SPSS) 15.0 para Windows (Copyrightß SPSS Inc. 2006). El objetivo del estudio era evaluar el intervalo de tiempo transcurrido entre el nacimiento de gemelos y su repercusio ´n en los resultados neonatales. Se excluyeron las gestaciones triples y cua ´druples, las gestaciones gemelares resultantes de reduccio ´n embrionaria, las gestaciones con seguimiento o finalizacio ´n fuera de nuestro centro y aquellas con edad gestacional inferior a 24 semanas. Para evitar factores de confusio ´n que pudieran interferir en los resultados se excluyeron los casos con malformaciones fetales mayores, sı´ndrome de transfusio ´n feto-fetal, muerte anteparto de un feto o ambos, y las gestaciones en las que no se obtuvo muestra de pH de arteria umbilical. Las caracterı´sticas epidemiolo ´gicas maternas se analizaron a partir de las variables: edad, paridad, tabaquismo y obesidad (definida como ´ndice ı de masa corporal > 30 kg/m2). Otros factores evaluados fueron: gestacio ´n esponta ´nea/tras TRA, corionicidad, edad gestacional, tipo de parto, presentaciones fetales y peso al nacimiento de ambos gemelos. Los resultados neonatales se evaluaron mediante el pH de arteria umbilical y la puntuacio ´n en el test de Apgar al minuto y a los cinco minutos. Se ha estudiado la relacio ´n entre todas las variables descritas y el intervalo de tiempo, en minutos, entre el nacimiento del primer y del segundo gemelo. Para ello se ha categorizado la variable en periodos de 5 min (1-5 min, 6-10 min, 11-15 min, 16-20 min y 21-25 min). So ´lo se han tenido en consideracio ´n los cuatro primeros intervalos, porque u ´nicamente hubo un caso en el que el tiempo de nacimiento entre gemelos superara los 20 min, y se excluyo ´ del ana ´lisis estadı´stico por ser valor extremo.

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448 Se ha realizado un estudio estadı´stico para determinar los factores que potencialmente pueden afectar el intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos. En las variables cuantitativas se utilizo ´ la media como medida de tendencia central, y la desviacio ´n tı´pica (DT) como medida de dispersio ´n. En las variables cualitativas se elaboraron tablas y gra ´ficos para mostrar la distribucio ´n de frecuencias. Los me ´todos de inferencia estadı´stica empleados fueron el test x2 de Pearson en el caso de variables cualitativas. La prueba exacta de Fisher se utilizo ´ cuando, en las tablas de contingencia 2  2, alguna de las frecuencias esperadas era inferior a 5. Para el ana ´lisis de las variables catego ´ricas (con ma ´s de dos categorı´as) y continuas, tras verificar el supuesto de normalidad con la prueba de Kolmogorov-Smirnov, se utilizo ´ el estadı´stico Anova. Adema ´s, se aplico ´ el contraste post-hoc de Bonferroni para identificar diferencias entre categorı´as. El ana ´lisis de la relacio ´n del intervalo de tiempo al nacimiento con el pH de cordo ´n y la puntuacio ´n del test de Apgar del segundo gemelo se realizo ´ con el coeficiente de correlacio ´n de Pearson. En todo el ana ´lisis estadı´stico, las diferencias entre las variables fueron consideradas significativas para un valor de p < 0,05. El manejo de las gestaciones gemelares se realizo ´ de acuerdo con el protocolo del HUMS vigente en el periodo de estudio. A las gestantes con el primer feto en presentacio ´n no cefa ´lica se les programo ´ una cesa ´rea electiva en la semana 37. Se dejo ´ evolucionar a parto vaginal aquellas gestaciones con presentacio ´n cefa ´lica de ambos gemelos. En las pacientes con el primer feto en cefa ´lica y el segundo en presentacio ´n no cefa ´lica se individualizo ´ en cada caso en funcio ´n de los pesos y la edad gestacional. El parto fue preinducido o inducido (segu ´n las condiciones cervicales) a las 38 semanas de gestacio ´n en aquellos casos en que no se habı´a desencadenado previamente de forma esponta ´nea. Durante el parto se monitorizo ´ de forma continua la frecuencia cardı´aca fetal de ambos gemelos y se registro ´ la dina ´mica uterina. Se realizo ´ una cesa ´rea urgente a las gestantes que acudieron por trabajo de parto y edad gestacional inferior a 32 semanas o pesos estimados inferiores a 1.500 g, independientemente de la presentacio ´n de ambos fetos.

Resultados De los 13.430 partos registrados durante el periodo de estudio, 359 correspondieron a partos gemelares y, tras la aplicacio ´n de los criterios de seleccio ´n expuestos anteriormente, la poblacio ´n objeto del estudio se redujo a 206 partos gemelares (57,38% de la muestra inicial). En 164 partos (79,6%) el intervalo de tiempo entre el nacimiento de ambos gemelos fue de 1-5 min, en 31 partos (15,04%) fue de 6-10 min, en 7 partos (3,39%) fue de 1115 min y en 3 partos (1,45%) fue de 16-20 min. Hubo un caso en el que en el que el tiempo de nacimiento entre gemelos fue de 24 min y que se excluyo ´ del ana ´lisis estadı´stico. Correspondio ´ a una gestacio ´n gemelar bicorial biamnio ´tica de 37 semanas con ambos fetos en cefa ´lica. El primer gemelo nacio ´ tras un parto normal, peso ´ 2.640 g, tuvo un Apgar de 9/ 9 y un pH de arteria umbilical de 7,27. El parto del segundo gemelo fue una vacuoextraccio ´n, peso ´ 2.940 g, tuvo un Apgar de 8/9 y un pH de arteria umbilical de 7,16.

R. Crespo Esteras et al La edad media de las gestantes fue de 33 an ˜os (DT, 0,3 an ˜os) y 114 (55,3%) eran primigestas. El 12,1% (25) de las pacientes eran fumadoras y so ´lo el 4,4% (9) eran obesas. En ninguna de las caracterı´sticas maternas estudiadas se encontraron diferencias estadı´sticamente significativas en funcio ´n del intervalo de tiempo al nacimiento entre gemelos (p > 0,05). El 15,5% de las gestaciones gemelares fueron monocoriales (32 casos) y el porcentaje de gestaciones obtenidas tras TRA fue del 42,2% (87 casos). La edad gestacional media en el momento del parto fue de 35 semanas (DT, 2,06 semanas). Ni la corionicidad, ni la aplicacio ´n de TRA, ni la edad gestacional presentaron diferencias estadı´sticamente significativas en funcio ´n del intervalo de tiempo al nacimiento entre gemelos (p > 0,05). Se analizo ´ la media del pH del primer y del segundo gemelo, que fueron, respectivamente, 7,30 (DT, 0,06) y 7,26 (DT, 0,08), ası´ como la diferencia de pH entre ambos, resultando 0,038 (DT, 0,075) (fig. 1). El peso medio al nacer del primer gemelo fue de 2.302 g (DT, 438 g) y el del segundo gemelo, de 2.265 g (DT, 459 g). El porcentaje de la diferencia de peso entre ambos fue del 10,66% (8 g). La puntuacio ´n obtenida en el test de Apgar del primer y del segundo gemelo se representa en las figuras 2 y 3. Entre el intervalo de tiempo y el pH de arteria umbilical del segundo gemelo se identifico ´ una correlacio ´n lineal negativa de ´bil (r = —0,319), de modo que los valores de pH fueron decreciendo conforme se incrementaba el intervalo de tiempo (p < 0,001). Del mismo modo, al aumentar el intervalo se hacı´a ma ´s marcada la diferencia de pH entre ambos gemelos (p < 0,001). Tambie ´n se encontro ´ correlacio ´n estadı´stica entre el incremento del tiempo al nacimiento y el empeoramiento de las puntuaciones recibidas por el segundo gemelo en el test de Apgar tanto al minuto como a los cinco minutos de vida (p < 0,01). Sin embargo, no se encontraron diferencias estadı´sticamente significativas en el estudio de los pesos fetales ni en la discordancia de peso entre gemelos. Las cesa ´reas se clasificaron en dos grupos: electivas y urgentes. Las indicaciones de estas u ´ltimas fueron la complicacio ´n intraparto o el inicio de trabajo de parto con contraindicacio ´n para la vı´a vaginal. So ´lo hubo un caso en el que el primer gemelo nacio ´ por parto vaginal y el segundo requirio ´ una cesa ´rea urgente; en el resto, ambos gemelos nacieron bien por vı´a vaginal, bien por cesa ´rea. La distribucio ´n del tipo de parto se muestra en la tabla 1.

[(Figura_1)TD$IG] ph primer y segundo gemelo en función del intervalo de tiempo 7,35 7,3 7,25 7,2 7,15 7,1 7,05

1-5 min

6-10 min

6-10 min

16-20 min

Intervalo de tiempo ph 1° gemelo

ph 2° gemelo

Figura 1 Evolucio ´n del pH de arteria umbilical de ambos gemelos en funcio ´n del intervalo de tiempo al nacimiento.

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[(Figura_2)TD$IG]Repercusio´n en los resultados neonatales del intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos Puntuación test apgar primer gemelo

Tabla 1

12

Distribucio ´n del tipo de parto en ambos gemelos

10

Parto euto ´cico Fo ´rceps Ventosa Cesa ´rea electiva Cesa ´rea urgente Parto de nalgas

8 6 4 2

[(Figura_4)TD$IG]

0

1-5 min

6-10 min

11-15 min

16-20 min

Primer gemelo

Segundo gemelo

73 5 8 83 37 0

56 2 4 83 38 23

(35,4%) (2,4%) (3,9%) (40,3%) (18%)

(27,2%) (1%) (1,9%) (40,3%) (18,4%) (11,2%)

pH 2° gemelo en función po de parto 7,3

Intervalo de tiempo Apgar1° gemelo min 1

449

7,28

Apgar1° gemelo min 5

7,28

7,25

7,25

Puntuacio ´n del test de Apgar del primer gemelo.

pH medio

7,24

Figura 2

7,2 7,19

7,15

Respecto al ana ´lisis de la posible relacio ´n entre el pH del segundo gemelo con el tipo de parto, se encontraron diferencias estadı´sticamente significativas (p = 0,001) (fig. 4). Se verifico ´ que el pH de arteria umbilical del segundo gemelo procedente de partos instrumentales era significativamente inferior al de los partos euto ´cicos (p = 0,042) y al de las cesa ´reas (p = 0,003). Por el contrario, no se encontro ´ una correlacio ´n significativa entre el tipo de parto del primer gemelo y el pH de arteria umbilical (p = 0,102) (fig. 5). Se ha estudiado la relacio ´n entre el tipo de parto del segundo gemelo y el intervalo de tiempo de nacimiento (tabla 2). De forma global, se comparo ´ el tiempo medio de nacimiento entre gemelos y la vı´a de parto del segundo gemelo. Las diferencias observadas fueron estadı´sticamente significativas (p < 0,001). El intervalo de tiempo fue superior cuando el parto del segundo gemelo era instrumentado (p < 0,001). Como es lo ´gico, el intervalo de tiempo fue significativamente inferior en las cesa ´reas (p < 0,001). No se demostro ´ un alargamiento del intervalo cuando el nacimiento del segundo gemelo se producı´a mediante parto euto ´cico o parto de nalgas (p > 0,05).

[(Figura_3)TD$IG]

7,15

7,1

7,05 P. vaginal espon

Fórceps

Ventosa

Parto nalgas

Cesárea electiva

Cesárea upgente

Tipo de parto

Figura 4 Repercusio ´n del tipo de parto en el pH de arteria umbilical del segundo gemelo.

´n Discusio El ana ´lisis realizado en este estudio sobre la repercusio ´n en los resultados neonatales del intervalo de tiempo de nacimiento entre gemelos cobra especial importancia debido a las necesidades de una sociedad que demanda cada dı´a ma ´s calidad en la asistencia obste ´trica, y a las exigencias de una comunidad cientı´fica que pretende resultados ma ´s exitosos. En el HUMS se encuentra el u ´n ´nico Servicio de Reproduccio del sistema sanitario pu ´noma ´blico de toda la comunidad auto de Arago ´n con posibilidad de realizar una fecundacio ´n in vitro. Es por ello que, aunque la incidencia de la gestacio ´n [(Figura_5)TD$IG]gemelar esponta´nea es aproximadamente del 1%, la tasa de

Puntuación del test de apgar del segundo gemelo

pH primer gemelo en función tipo de parto 7.32

12 7.31

7.31

7.31

10 pH primer gemelo

7.307

8 6 4

7.3 7.29 7.29

7.28

2

7.27

0

7.26

1-5 min

6-10 min

11-15 min

16-20 min

Intervalo de tiempo Apgar 2a gemelo min 1°

Figura 3

7.27

Apgar 2a gemelo min 5°

Puntuacio ´n del test de Apgar del segundo gemelo.

7.25 P.vaginal espon

Fórceps

Ventosa

Cesárea electiva

Cesárea upgente

Tipo de parto

Figura 5 Repercusio ´n del tipo de parto en el pH de arteria umbilical del primer gemelo.

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450 Tabla 2

R. Crespo Esteras et al Relacio ´n del tipo de parto del segundo gemelo con el intervalo de nacimiento

Parto euto ´cico Parto instrumental Cesa ´rea Parto de nalgas

1-5 min

6-10 min

11-15 min

16-20 min

37 (26,6%) 0 117 (71,3%) 10 (6,1%)

16 1 2 12

3 (42,9%) 3 (42,9%) 1 (14,3%) 0

0 1 (33,3%) 1 (33,3%) 1 (33,3%)

embarazos gemelares en nuestro estudio es del 2,67%, cifra que concuerda con la referida por otros autores que trabajan en centros de caracterı´sticas similares al nuestro12. Al igual que en otros estudios, no hemos encontrado relacio ´n de ninguna de las caracterı´sticas maternas estudiadas con el intervalo de tiempo al nacimiento4. En el 79,6% de los partos gemelares el intervalo de tiempo entre el nacimiento de ambos gemelos fue de 1-5 min, y pra ´cticamente en el 100% este intervalo fue inferior a 20 min. Estos cortos periodos de tiempo probablemente se deban a dos hechos: la actitud activa de manejo del parto que se sigue en nuestro hospital y a que, en el momento del estudio, los casos en los que existı´a una presentacio ´n ano ´mala del segundo gemelo que se dejaban evolucionar vı´a vaginal eran cuidadosamente seleccionados. Los casos con presentacio ´n cefa ´lica del primer gemelo en los que se producı´a una versio ´n esponta ´nea intraparto del segundo se asistı´an tambie ´n por vı´a vaginal con la aplicacio ´n de maniobras intrauterinas (versio ´n interna y gran extraccio ´n). Nuestros datos ponen de manifiesto un empeoramiento de los resultados neonatales del segundo gemelo que nace tras un parto vaginal. Estos peores resultados se concretan en un aumento de la diferencia de pH de arteria umbilical entre ambos gemelos, un menor pH del segundo gemelo y puntuaciones ma ´s bajas en el test de Apgar al minuto y a los cinco minutos. Un mayor intervalo de tiempo al nacimiento se correlaciono ´ con un menor pH del segundo gemelo. Varios investigadores han demostrado un descenso de los valores del pH de arteria umbilical del segundo gemelo cuando el intervalo de tiempo al nacimiento supera los 20 min4,5,13. En este estudio el descenso de las cifras de pH es significativo incluso para intervalos inferiores a 20 min, experimentando una disminucio ´n lineal en funcio ´n de la duracio ´n del intervalo. Estas variaciones gasome ´tricas demuestran que tras el nacimiento del primer gemelo se altera el intercambio gaseoso feto-placentario, con riesgo de hipoxia del segundo gemelo. Se han elaborado dos teorı´as para la explicacio ´n de este feno ´meno. Algunos autores lo atribuyen a la reduccio ´n del volumen uterino tras la descompresio ´n brusca creada por la salida del primer feto y que produce una constriccio ´n de los vasos uterinos y, en algunos casos, incluso el desprendimiento parcial placentario14,15. Otros investigadores lo atribuyen a la compresio ´n aortocava motivada por la posicio ´n mantenida en litotomı´a, puesto que hay estudios que revelan una reduccio ´n de los patrones de monitorizacio ´n fetal patolo ´gicos cuando se adoptan otro tipo de posiciones durante el parto16. El empeoramiento de las puntuaciones en el test de Apgar conforme se alarga el intervalo de tiempo al nacimiento reflejado en este trabajo no es un hecho aislado en la literatura. En una publicacio ´n reciente Erdemoglu et al17 pusieron de manifiesto una disminucio ´n de la escala media del Apgar del segundo gemelo (al minuto y a los cinco minutos) para intervalos al nacimiento superiores a 15 min.

(51,6%) (3,2%) (6,5%) (38,7%)

Del mismo modo que en el estudio de Stein et al4, la instrumentacio ´n del parto del segundo gemelo se ha asociado a un incremento del intervalo de tiempo al nacimiento. Ciertos trabajos tambie ´n han encontrado asociacio ´n entre el alargamiento del intervalo con un aumento de la tasa de cesa ´reas en el segundo gemelo18. En nuestro estudio este aspecto no es valorable debido a que so ´lo ha habido un caso en el que la vı´a del parto de ambos fetos no haya coincidido. Todo lo anteriormente expuesto demuestra que el tiempo entre el nacimiento de gemelos es un factor de riesgo independiente para un resultado neonatal adverso a corto plazo. Tanto el parto del segundo gemelo como el intervalo de tiempo transcurrido son variables potencialmente controlables. Factores como la actitud activa de manejo del parto con la adecuada aplicacio ´n de maniobras obste ´tricas y la experiencia del toco ´logo son fundamentales para obtener buenos resultados neonatales. Sin embargo, actualmente, segu ´n la evidencia cientı´fica disponible, no se considera necesario indicar una cesa ´rea del segundo gemelo teniendo u ´nicamente en cuenta el tiempo transcurrido desde el parto de su hermano. Conviene valorar otros factores, como el descenso de la presentacio ´n y la normalidad del registro cardiotocogra ´fico19.

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Prog Obstet Ginecol. 2011;54(9):452—458

PROGRESOS de

OBSTETRICIA Y GINECOLOG´I A w w w. e l s e v i e r. e s / p o g

ORIGINAL

?

´n ecogra ´fica del peso fetal: podemos mejorar Estimacio nuestras predicciones? ˜o Gutie ´rrez a,*, Antonio Garcı´a Burguillo a, Javier Reneses b, Isabel Caman ˜ez Quero a y Paloma Vallejo Pe ´rez a Olga Villar Ruiz a, Dolores Montan a b

˜a Servicio de Obstetricia y Ginecologı´a, Hospital Universitario 12 de Octubre, Madrid, Espan ´n Tecnolo ´gica, Universidad Pontificia Comillas, Madrid, Espan ˜a Instituto de Investigacio

Recibido el 18 de febrero de 2010; aceptado el 5 de abril de 2011

PALABRAS CLAVE Estimacio ´n ecogra ´fica; Peso fetal; Biometrı´a fetal

Resumen Objetivos: a) Estudiar la validez de la estimacio´n ecogra´fica del peso fetal y determinar que´ fo ´rmula permite mejores predicciones. B) Proponer una fo ´rmula que se adapte mejor a nuestra poblacio ´n. ´todos: Estudio prospectivo en el que se incluyen 282 gestaciones u´nicas a Material y me te ´rmino. Determinacio ´n del peso fetal mediante 17 fo ´rmulas. Ana ´lisis de su validez mediante el error medio y el porcentaje de predicciones con un error menor del 10%. Resultados: Catorce fo´rmulas presentaron un error medio menor del 10%. Diez de ellas permiten ma ´s de un 65% de predicciones va ´lidas, con un error inferior al 10%. Las que ofrecen mejores resultados son algunas de las propuestas por Hadlock y la de Aoki. La fo ´rmula propuesta, usando 3 para ´metros ecogra ´ficos, permite un 73,8% de predicciones va ´lidas con un error inferior al 10% y un 87,9% con un error inferior al 15%. Conclusiones: La estimacio´n por eco 2D tiene una validez limitada. La fo´rmula propuesta mejora las estimaciones en nuestra poblacio ´n. ß 2010 SEGO. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L. Todos los derechos reservados.

KEYWORDS

Ultrasound estimation of fetal weight: Can we improve our predictions?

Ultrasound; Fetal weight; Fetal biometry

Abstract Objective: (a) To assess the validity of ultrasound estimation of fetal weight and to compare the accuracy of 17 sonographic formulae to predict fetal birth weight. (b) To propose a new formula that improves predictions in our population. Methods: We performed a prospective study that included 282 pregnant women at term. Seventeen formulae were used to predict fetal weight. To assess the accuracy of the

* Autor para correspondencia. ´nico: [email protected] (I. Caman Correo electro ˜o Gutie ´rrez). 0304-5013/$ — see front matter ß 2010 SEGO. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L. Todos los derechos reservados. doi:10.1016/j.pog.2011.05.001

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?

Estimacio ´n ecogra ´fica del peso fetal: podemos mejorar nuestras predicciones?

453

predictions, the mean error and the percentage of estimations with a mean error of less than 10% were used. Results: Fourteen formulae provided a mean error lower than 10%. Ten of these formulae allowed estimations within 10% of the actual birth weight in more that 65% of predictions. The most accurate formulae in predicting fetal weight were those of Hadlock and Aoki. With our formula, which employs three ultrasound parameters, 73.8% of estimations were valid with a mean error of 10% and 87.9% had an error of less than 15%. Conclusions: The accuracy of fetal weight estimation by ultrasound is limited and may improve with the new formula adjusted to our population. ß 2010 SEGO. Published by Elsevier Espan ˜a, S.L. All rights reserved.

´n Introduccio

´todos Material y me

La estimacio ´n del peso fetal es frecuente en obstetricia, ya que este para ´metro representa un importante factor de prono ´stico para la morbimortalidad materna y neonatal. Si bien no hay evidencia cientı´fica que sostenga un cambio en la actitud obste ´trica ante la macrosomı´a fetal presunta, no hay duda que los fetos macroso ´micos presentan mayor riesgo de complicaciones perinatales, y la actitud a tomar se debe individualizar en funcio ´n de otros datos tales como la paridad previa, la progresio ´n del parto y las caracterı´sticas maternas1. La prediccio ´n del peso fetal se puede llevar a cabo mediante estimacio ´n clı´nica y materna, pero aunque estos dos me ´todos han sido valorados en anteriores publicaciones y no presentaban resultados muy distintos a las estimaciones ecogra ´ficas2, se precisa de me ´todos objetivos ma ´s cuantificables. Por otro lado, me ´todos como la ecografı´a 3D o la resonancia magne ´tica parecen presentar resultados prometedores, pero su uso en la pra ´ctica clı´nica esta ´ muy limitado por su alto coste y su menor disponibilidad. Ası´ pues, la estimacio ´n mediante eco 2D es el me ´todo ma ´s estudiado y utilizado. A pesar de los avances tecnolo ´gicos y de la experiencia adquirida, la ecografı´a sigue presentando limitaciones importantes. En las u ´cadas, mu ´ltimas de ´ltiples autores han presentado distintas fo ´rmulas mediante las cuales predecir el peso fetal a partir de distintos para ´metros fetales. Todas ellas han sido analizadas anteriormente y no parece haber ninguna universalmente aceptada. Adema ´s, todas ellas tienen menor eficacia a mayor peso fetal3—5.

Estudio prospectivo observacional en el que se incluyeron 282 gestantes a te ´rmino que ingresaban en nuestro Servicio de Obstetricia por parto, rotura prematura de membranas, induccio ´n o cesa ´rea programada, y cuyo parto tenı´a lugar en los 7 dı´as siguientes. La edad gestacional fue ajustada segu ´n la longitud craneocaudal de la ecografı´a del primer trimestre si existı´a una discordancia eco-amenorrea mayor de una semana. Se excluyeron todas las gestaciones mu ´ltiples y las diagnosticadas previamente de CIR o de malformacio ´n. Las ecografı´as fueron realizadas por el gineco ´logo (me ´dico interno residente de tercer y cuarto an ˜o o me ´dico adjunto) que realizaba el ingreso en el servicio de Urgencias. Se recogieron los siguientes para ´metros: dia ´metro biparietal (DBP), dia ´metro frontooccipital (DFO), dia ´metro anteroposterior (DAAP), dia ´metro anterotransverso (DAAT) y longitud del fe ´mur (LF). A partir de las anteriores medidas, se calculo ´ el perı´metro abdominal (PA). Estas mediciones fueron realizadas segu ´n´n los esta dares recomendados. Ası´, las medidas cefa ´licas se hicieron en un plano axial medio, en el punto donde la lı´nea media se interrumpe por el septum pelucidum y los ta ´lamos; los dia ´metros abdominales en un corte transversal en donde se visualizan el esto ´mago y el tercio medio de la vena umbilical; el fe ´mur se midio ´ en toda su dia ´fisis, sin incluir la epı´fisis distal. Se calculo ´ el peso fetal estimado mediante 17 fo ´rmulas, de cara a evaluar su adecuacio ´n a la poblacio ´n estudiada. Adema ´s de los para ´metros ya definidos, algunas de las fo ´rmulas utilizan el perı´metro cefa ´lico (PC) y la edad gestacional (tabla 1). Observando las fo ´rmulas propuestas en la literatura6—16, se pueden hacer las siguientes valoraciones:

Objetivos El objetivo de este estudio es doble. En primer lugar, analizar la validez de las estimaciones ecogra ´ficas y determinar que ´ fo ´rmulas de las ya publicadas se adaptan mejor a nuestra poblacio ´n y posibilitan resultados ma ´s fiables. El segundo objetivo es, mediante un estudio estadı´stico de la muestra, proponer una nueva fo ´rmula para la estimacio ´n del peso fetal que se adapte mejor a nuestra poblacio ´n y que sea de la menor complejidad matema ´tica posible. Para ello, se llevara ´ a cabo un ana ´lisis de regresio ´n mu ´ltiple que permita obtener predicciones con menor error. Se ha empleado el programa estadı´stico SPSS, utilizando la opcio ´n de introducir variables hacia delante ( forward), con un nivel de significacio ´n del 5%.

 La mayor parte de ellas utilizan para la estimacio ´n el logaritmo del peso estimado, en lugar de utilizar directamente el peso estimado.  El nivel de complicacio ´n matema ´tica de las fo ´rmulas propuestas es elevado, utiliza ´ndose en muy pocos casos fo ´rmulas puramente de regresio ´n lineal mu ´ltiple.  Todas las fo ´rmulas incluyen el perı´metro abdominal (PA) en las estimaciones. En 13 de los casos tambie ´n se utiliza la longitud del fe ´mur (LF), en 9 el perı´metro cefa ´lico (que no se ha utilizado en este estudio), en 7 casos el perı´metro biparietal (DBP) y en solo un caso se utiliza la edad gestacional.

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454 Tabla 1

I. Caman ˜o Gutie ´rrez et al Fo ´rmulas analizadas

 Fo ´rmula F1, propuesta por Aoki en 1990 (Us in Obstet Gyna,1990)6. PE = 6.3 + 1.25647  DBP3 + 3.50665  PA  LF  Fo ´rmula F2, propuesta por Shepard en 1982 (AJOG, 1982)7. log10PE = 1.2508 + 0.166  DBP + 0.046  PA  0.002646  DBP  PA  Fo ´rmula F3, propuesta por Cambell and Wilkin en 1975 (BJOG, 1975)8. lnPE =  4.564 + 0.282  PA  0.00331  PA 2  Fo ´rmula F4, propuesta por Hadlock en 1985 (AJOG, 1985)9. log10PE = 1.304 + 0.05281  PA + 0.1938  LF  0.004  PA  LF  Fo ´rmula F5, propuesta por Hadlock en 1984 (Radiology, 1984)10. log10PE = 1.3598 + 0.051  PA + 0.1844  LF  0.00037  PA  LF  Fo ´rmula F6, propuesta por Hadlock en 1984 (Radiology, 1984)10. log10PE = 1.4787 + 0.001837  DBP2 + 0.0458  PA + 0.158  LF  0.003343  PA  LF  Fo ´rmula F7, propuesta por Combs en 1993 (OG, 1993)11. PE = 0.23718  PA2  LF + 0.03312  PC 3  Fo ´rmula F8, propuesta por Warsof en 1977 (AJOG, 1977)12. log10PE =  1.599 + 0.144  DBP + 0.032  PA  0.000111  DBP2  PA  Fo ´rmula F9, propuesta por Woo en 1985 (J US Med, 1985)13. log10PE = 0.59 + 0.08  PA + 0.28  LF  0.00716  PA  LF  Fo ´rmula F10, propuesta por Hadlock en 1985 (AJOG 1985)14. log10PE = 1.3596 + 0.0064  PC + 0.0424  PA + 0.174  LF + 0.00061  DBP  PA  0.00386  PA  LF  Fo ´rmula F11, propuesta por Hadlock en 1985: (AJOG 1985) 14 log10PE = 1.326  0.00326  PA  LF + 0.0107  PC + 0.0438  PA + 0.158  LF  Fo ´rmula F12, propuesta por Roberts en 1985 (J US Med 1985)15. log10PE = 1.6758 + 0.01707  PA + 0.042478  DBP + 0.05216  LF + 0.01604  PC  Fo ´rmula F13, propuesta por Sabbagha en 1989 (AJOG 1989)16. PE ¼ 55:3  16:35  SUM þ 0:25838  SUM2 SUM ¼ EG þ CC þ 2  PA þ LF  Fo ´rmula F14, propuesta por la UC2 (Rev Chil Obstet Ginecol 1982) 17 PE = 9.8  PC + 10.1  PA + 54.2  LF  6915  Fo ´rmula F15, propuesta por Hadlock en 1984 (Radiology, 1984)10. log10PE = 1.5662  0.0108  PC + 0.0468  PA + 0.171  LF + 0.00034  PC2  0.003685  PA  LF  Fo ´rmula F16, propuesta por Ott en 1986 (AJ Perinatal, 1986)10. log10PE =  2.0661 + 0.04355  PC + 0.05394  PA  0.0008582  PC  PA + 1.2594  LF/PA  Fo ´rmula F17, propuesta por Hadlock en 1984 (Radiology, 1984)18. log10PE = 1.5115 + 0.0436  PA + 0.1517  LF  0.00321  PA  LF + 0.0006923  DBP  PC

La validez de cada estimacio ´n utilizando cada una de las fo ´rmulas fue evaluada calculando, para cada elemento muestral i:  El error absoluto (EAi), que recoge, en gramos, la diferencia entre el peso estimado y el peso real (PRi):

encuentran en los intervalos que [0,9PRi,1,1PRi] y [0,85PRi,1,15PRi].

Resultados

EAi ¼ PE i  PRi  El error relativo (ERi), que expresa, en porcentaje, el error absoluto respecto del peso real:

ERi ð%Þ ¼ 100:

PE i  PRi PRi

Para obtener medidas de validez de cada una de las fo ´rmulas, se utilizaron dos indicadores que tienen en cuenta el comportamiento en todas las estimaciones:  El error absoluto medio (EM) indica la media del valor absoluto de los errores relativos:

PN E M ð%Þ ¼

i¼1

jE R j

N

 El porcentaje de estimaciones que tienen un error menor que el 10 y el 15%. Es decir, las estimaciones que se

Caracterı´sticas de la muestra La edad gestacional media de las pacientes incluidas fue de 278 dı´as, con una desviacio ´n tı´pica de 9,7 dı´as. El peso medio fetal fue de 3.556 g y su desviacio ´n tı´pica, 557 g. El 24,5% presentaron un peso mayor de 4.000 g. Segu ´n la etnia, las pacientes se clasificaron segu ´n se detalla: el 54% eran blancas europeas, el 32% sudamericanas, el 4% ´ arabes, el 4% gitanas, el 3% orientales y el 3% de otras razas. El 51% de las pacientes ingreso ´ por parto, el 21% por rotura premature de membrane (RPM), otro 21% para induccio ´n y el 6% para cesa ´rea programada. El 14,4% de las pacientes presentaban un IMC >35. El 13,8% fueron diagnosticadas durante la presente gestacio ´n de diabetes gestacional.

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?

Estimacio ´n ecogra ´fica del peso fetal: podemos mejorar nuestras predicciones?

´lisis de las fo ´rmulas propuestas en la Ana literatura

455

lı´mite de 10%) superior al 65% de las predicciones. La fo ´rmula con mayor porcentaje de estimaciones va ´lidas resulto ´ ser la F10 de Hadlock (con un 70,8%), al igual que la fo ´rmula F1 de Aoki. Si se amplı´a el porcentaje de estimaciones va ´lidas al 15%, 14 de las 17 fo ´rmulas obtienen ma ´s del 80% de aciertos, siendo en este caso la mejor fo ´rmula la F3, con un 87,5% de estimaciones va ´lidas.

La figura 1 muestra el error medio obtenido al aplicar las 17 fo ´rmulas que se han detallado anteriormente. Se puede observar que en 14 de las 17 es menor que el 10%, por lo que estas fo ´rmulas se considerarı´an va ´lidas para la mayorı´a de los autores. Todas las fo ´rmulas utilizadas presentaron mayor error en los fetos con peso real mayor de 3.500 g. La fo ´rmula que tiene un menor error medio corresponde a una de las propuestas por Hadlock (F6), con un valor de 7,78%. Este error medio, expresado en gramos, ha resultado ser menor de 300 g en 10 de las fo ´rmulas analizadas. Para el caso de la fo ´rmula de Hadlock el error medio se correspondı´a con 273 g. Se puede observar que tres de las fo ´rmulas propuestas (Woo, Sabbagha y UCR) proporcionaron unos resultados considerablemente peores que el resto de las fo ´rmulas, con errores medios por encima del 12%. Ası´ pues, habrı´a que desechar la utilizacio ´n de estas tres fo ´rmulas para la estimacio ´n del peso fetal en nuestra poblacio ´n. Con respecto al porcentaje de estimaciones con un error menor al 10 y 15%, la figura 2 muestra los resultados que se obtienen con cada una de las fo ´rmulas. Se puede observar que 10 de las 17 fo ´rmulas presentan un porcentaje de estimaciones va lidas (considerando un ´ [(Figura_1)TD$IG]

´rmula propuesta Nueva fo Se realizo ´ un ana ´lisis de regresio ´n lineal mu ´ltiple con el objetivo de proponer una nueva fo ´rmula que se adapte mejor a los datos del estudio. Adema ´s, al tratarse de una fo ´rmula de regresio ´n lineal, tendra ´ menor complejidad matema ´tica que la mayor parte de las propuestas. En este sentido, la naturaleza de los datos (que son todos de un orden de magnitud similar) no hace indicar que la utilizacio ´n de una relacio ´n logarı´tmica vaya a aportar un valor adicional a la regresio ´n. Este hecho se ha constatado con los resultados obtenidos en este estudio. La fo ´rmula que se ha obtenido utilizando directamente una regresio ´n lineal mu ´ltiple es la siguiente:

PE ¼ 4761:03 þ 32 þ 33  DBP þ 11:582  LF þ 12:64  PA

Error Medio (%) 17,84 14,50 12,79 8,80 9,01 8,62 7,85 8,42 7,95 7,78 8,34

8,80

7,98 7,90

8,02 8,11 7,82

ER _F 1 ER _F 2 ER _F 3 ER _F 4 ER _F 5 ER _F 6 ER _F 7 ER _F 8 ER _F 9 ER _F 1 ER 0 _F 11 ER _F 1 ER 2 _F 1 ER 3 _F 14 ER _F 1 ER 5 _F 16 ER _F 17

20 18 16 14 12 10 8 6 4 2 0

Figura 1

Error medio de las fo ´rmulas analizadas.

[(Figura_2)TD$IG] Acierto 10%

Porcentaje de aciertos (%)

Acierto 15%

100 90 80 70

85,8 70,8

84,7

67,6

87,5

67,6

83,7

83,3

86,1

70,4 64,9

64,9

60 50 40 30

86,2

85,4

82,6

70,8

68,8 64,1

86,5

87,3

86,3

68,5 61,9 60,2

45,4

65,0

67,7

85,8

67,3

85,8

70,0

45,4 38,8

28,0

ER _F 1 ER _F 2 ER _F ER 3 _F 4 ER _F ER 5 _F 6 ER _F ER 7 _F ER 8 _F ER 9 _F ER 4 _F ER 11 _F ER 12 _F ER 13 _F ER 14 _F ER 15 _F 1 ER 6 _F 17

20 10 0

Figura 2

Porcentaje de estimaciones va ´lidas.

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[(Figura_3)TD$IG] 456

I. Caman ˜o Gutie ´rrez et al Error Medio (%) 20 18 16 14 12 10 8 6 4 2 0

17,84 14,50 12,79 8,80

8,02 8,11 7,82 7,44

3 ER _F 4 ER _F 5 ER _F 6 ER _F 7 ER _F 8 ER _F 9 ER _F 1 ER 0 _F 1 ER 1 _F 1 ER 2 _F 1 ER 3 _F 1 ER 4 _F 1 ER 5 _F 16 ER _F 1 ER 7 _F 18

7,98 7,90

_F

2

Figura 3

ER

_F ER

ER

_F

1

8,80 9,01 8,62 7,85 8,42 7,95 7,78 8,34

Error medio de la fo ´rmula propuesta y comparacio ´n con las fo ´rmulas ya existentes.

[(Figura_4)TD$IG] Acierto 10%

Porcentaje de aciertos (%)

Acierto 15%

100 85,8

90 80

70,8

70

84,7

67,6

87,5

67,6

83,7

83,3

86,1

70,4 64,9

64,9

86,2

86,5

85,4

82,6

70,8

68,8

68,5

64,1

87,3

86,3

61,960,2

65,0

67,7

85,8

67,3

85,8

70,0

87,9

73,8

60 50

45,4

45,4 38,8

40 28,0

30 20 10

ER _F 2 ER _F ER 3 _F ER 4 _F ER 5 _F 6 ER _F ER 7 _F ER 8 _F ER 9 _F ER 10 _F ER 11 _F ER 12 _F ER 13 _F 1 ER 4 _F ER 15 _F ER 16 _F ER 17 _F 18

ER

_F

1

0

Figura 4

Porcentaje de estimaciones va ´lidas de la fo ´rmula propuesta y comparacio ´n con las fo ´rmulas ya existentes.

El coeficiente de determinacio ´n (que indica la bondad de la regresio ´n que se ha ajustado) que se ha obtenido es del 66%. Tal y como se ha comentado ma ´s arriba, y de acuerdo con la observacio ´n de las otras fo ´rmulas existentes en la literatura, se intento ´ realizar un ajuste utilizando el logaritmo del peso estimado. Los resultados en este caso no mejoraban los obtenidos con la regresio ´n lineal, por lo que se opto ´ por la fo ´rmula propuesta anteriormente, que resulta ma ´s sencilla matema ´tica y conceptualmente. Es ma ´s: la utilizacio ´n de logaritmos en este caso no parece justificada, ya que los datos de la serie son todos del mismo orden de magnitud, lo que hace ma ´s lo ´gica la utilizacio ´n de una regresio ´n lineal pura. Tambie ´n se realizaron modificaciones empleando regresio ´n cuadra ´tica, que es utilizada en algunas de las fo ´rmulas, pero los resultados escasamente mejoraban los de la regresio ´n lineal, por lo que se opto ´ por utilizar directamente dicho resultado. Por u ´ltimo, es de destacar que, a pesar de haber introducido 6 para ´metros (DBP, DFO, DAAP, DAAT, LF y PA) en la regresio ´n, la fo ´rmula obtenida so ´lo utiliza tres de ellos: DBP, LF y PA. En este sentido, se obtienen resultados similares a los observados en el resto de las fo ´rmulas propuestas. Las figuras 3 y 4 muestran los errores obtenidos con la fo ´rmula propuesta (F18), incluyendo tambie ´n los resultados anteriores de las 17 fo ´rmulas propuestas.

Se observa que se obtienen los mejores resultados, tanto en el error medio (del 7,4%) como en el porcentaje de estimaciones va ´lidas (del 73,8% para un error del 10% y del 87,9% para un error del 15%). Por u ´ltimo, la figura 5 muestra los errores cometidos en funcio ´n del peso del recie ´n nacido. Se puede observar una clara tendencia a la existencia de errores positivos para los pesos bajos y negativos para los pesos altos. Es decir, la fo ´rmula propuesta tiende a sobreestimar en el caso de pesos bajos y a infraestimar en el caso de pesos altos.

[(Figura_5)TD$IG] Errores en función del peso (%) 30,00 20,00 10,00 0,00 -10,00 -20,00

0

1.000

2.000

3.000

4.000

5.000

-30,00 6.000

Peso (gramos)

Figura 5

Errores cometidos en funcio ´n del peso.

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Estimacio ´n ecogra ´fica del peso fetal: podemos mejorar nuestras predicciones?

´n y conclusiones Discusio Existen multitud de fo ´rmulas publicadas ya en la literatura para la estimacio ´n ecogra ´fica del peso fetal y se han realizado mu ´lisis de su validez. La mayorı´a ´ltiples estudios para el ana sen ˜alan unas estimaciones aceptables con las fo ´rmulas existentes (error medio Ă ƉƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶ ĚĞ ŶĂůŐĂƐ ĞƐ ĂƋƵĞůůĂ ĞŶ ůĂ ƋƵĞ ůĂ ƉĞůǀŝƐ ĚĞ ƵŶ ĨĞƚŽ ĞŶ ƐŝƚƵĂĐŝſŶ ůŽŶŐŝƚƵĚŝŶĂůĞƐƚĄĞŶĐŽŶƚĂĐƚŽĐŽŶĞůĞƐƚƌĞĐŚŽƐƵƉĞƌŝŽƌĚĞůĂƉĞůǀŝƐŵĂƚĞƌŶĂ͘dĂŵďŝĠŶ ƌĞĐŝďĞĞůŶŽŵďƌĞĚĞƉƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶƉĞůǀŝĂŶĂŽƉŽĚĄůŝĐĂ͘  ^Ƶ ŝŵƉŽƌƚĂŶĐŝĂ ǀŝĞŶĞ ĚĞƚĞƌŵŝŶĂĚĂ ƉŽƌƋƵĞ ƐĞ ĂƐŽĐŝĂƌ ĐŽŶ ƵŶĂ ŵĂLJŽƌ ŵŽƌďŝůŝĚĂĚ ƉĞƌŝŶĂƚĂů ĞŶ ĨƵŶĐŝſŶ ĚĞ ƵŶĂ ŵĂLJŽƌ ĨƌĞĐƵĞŶĐŝĂ ĚĞ͗ ƉĂƌƚŽ ƉƌĞƚĠƌŵŝŶŽ͕ ďĂũŽ ƉĞƐŽ Ăů ŶĂĐŝŵŝĞŶƚŽ͕ ŵĂůĨŽƌŵĂĐŝŽŶĞƐ ĨĞƚĂůĞƐ͕ ƉůĂĐĞŶƚĂ ƉƌĞǀŝĂ͕ ƉƌŽůĂƉƐŽ ĚĞ ĐŽƌĚſŶ͕ ƉĂƌƚŽ ĚŝƐƚſĐŝĐŽLJĞůĞǀĂĚĂŝŶĐŝĚĞŶĐŝĂĚĞĐĞƐĄƌĞĂ͘  ƐŝŵƉŽƌƚĂŶƚĞƌĞƐĞŹĂƌƋƵĞĞƐƚĞƉƌŽƚŽĐŽůŽƐĞƌĞĨŝĞƌĞĞdžĐůƵƐŝǀĂŵĞŶƚĞĂůĂĂƚĞŶĐŝſŶĚĞů ƉĂƌƚŽ ĚĞů ĨĞƚŽ ĐŽŶ ƉƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶ ƉĞůǀŝĂŶĂ ĞŶ ŐĞƐƚĂĐŝŽŶĞƐ ƷŶŝĐĂƐ Ă ƚĠƌŵŝŶŽ͘ EŽ ƐĞ ŝŶĐůƵLJĞůĂĂƚĞŶĐŝſŶĂůƉĂƌƚŽƉƌĞƚĠƌŵŝŶŽĚĞŶĂůŐĂƐ͕ƋƵĞƐĞƌĄŽďũĞƚŽĚĞŽƚƌŽƉƌŽƚŽĐŽůŽ͘ >Ă ĂƚĞŶĐŝſŶĚĞ ĞƐƚĞ ƚŝƉŽ ĚĞ ƉƌĞƐĞŶƚĂĐŝŽŶĞƐ ĞŶ ŐĞƐƚĂĐŝŽŶĞƐ ŵƷůƚŝƉůĞƐ ƐĞ ŝŶĐůƵLJĞ ĞŶ Ğů ƉƌŽƚŽĐŽůŽĐŽƌƌĞƐƉŽŶĚŝĞŶƚĞ͘   >^/&//ME  WƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶ ĚĞ ŶĂůŐĂƐ ƉƵƌĂƐ͕ ƐŝŵƉůĞƐ Ž ĨƌĂŶĐĂƐ͘ >ŽƐ ŵŝĞŵďƌŽƐ ŝŶĨĞƌŝŽƌĞƐ ĞƐƚĄŶ ĞdžƚĞŶĚŝĚŽƐĞŶĨůĞdžŝſŶǀĞŶƚƌĂů͕ĚĞƚĂůĨŽƌŵĂƋƵĞůŽƐƉŝĞƐƐĞĞŶĐƵĞŶƚƌĂŶĂůĂĂůƚƵƌĂĚĞůŽƐ ŚŽŵďƌŽƐ͘ >Ă ƉƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶ ĞƐƚĄ ĐŽŶƐƚŝƚƵŝĚĂ ƷŶŝĐĂŵĞŶƚĞ ƉŽƌ ůĂ ƉĞůǀŝƐ ĨĞƚĂů͕ ƋƵĞ ĞƐ ĚĞƚĞƌŵŝŶĂŶƚĞĞŶůĂĚŝůĂƚĂĐŝſŶĚĞůĐƵĞůůŽ͘ƐůĂǀĂƌŝĞĚĂĚŵĄƐĨƌĞĐƵĞŶƚĞ;ϲϱͲϳϬйͿ͘  WƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶ ĚĞ ŶĂůŐĂƐ ĐŽŵƉůĞƚĂƐ͘ ů ĨĞƚŽ ĞƐƚĄ ƐĞŶƚĂĚŽ ĐŽŶ ůĂƐ ĂƌƚŝĐƵůĂĐŝŽŶĞƐ ĚĞ ůĂƐ ĐĂĚĞƌĂƐ LJ ƌŽĚŝůůĂƐ ĨůĞdžŝŽŶĂĚĂƐ͘ >ŽƐ ŵŝĞŵďƌŽƐ ŝŶĨĞƌŝŽƌĞƐ͕ Ăů ĨŽƌŵĂƌ ƉĂƌƚĞ ĚĞ ůĂ ƉƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶ͕ ŝŶĐƌĞŵĞŶƚĂŶ ůŽƐ ĚŝĄŵĞƚƌŽƐ ĚĞ ůĂ ŵŝƐŵĂ͘ ^Ƶ ĨƌĞĐƵĞŶĐŝĂ ĞƐ ĚĞ ĂƉƌŽdžŝŵĂĚĂŵĞŶƚĞƵŶϱй͘  WƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶĚĞŶĂůŐĂƐŝŶĐŽŵƉůĞƚĂƐ͘WƌĞƐĞŶƚĂĐŝſŶĚĞŶĂůŐĂƐĐŽŶƵŶŽŽĂŵďŽƐƉŝĞƐŽ ƌŽĚŝůůĂƐĞŶůĂǀĂŐŝŶĂ͘ƵƌĂŶƚĞĞůƉĂƌƚŽĞƐĐƵĂŶĚŽƉƵĞĚĞƉƌŽĚƵĐŝƌƐĞĞůƉƌŽůĂƉƐŽĚĞůŽƐ ƉŝĞƐŽůĂƐƌŽĚŝůůĂƐ͕ƋƵĞĚĂŶĚŽĞŶƵŶƉůĂŶŽŝŶĨĞƌŝŽƌĂůĂƉĞůǀŝƐĨĞƚĂů͘ƐŵĄƐĨƌĞĐƵĞŶƚĞLJ ŵĄƐ ŵĂŶŝĨŝĞƐƚŽ ĐƵĂŶĚŽ ůĂ ďŽůƐĂ ĂŵŶŝſƚŝĐĂ ƐĞ ĞŶĐƵĞŶƚƌĂ ƌŽƚĂ͘ ^Ƶ ĨƌĞĐƵĞŶĐŝĂ ĞƐ ĚĞ 478



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ĨĞƚŽϰϯ͕ ϯϬ͕ ƉŽƌ ůŽ ƋƵĞ ĚŝĐŚĂƐ ŐĞƐƚĂĐŝŽŶĞƐ ĚĞďĞŶ ĨŝŶĂůŝnjĂƌƐĞ ŵĞĚŝĂŶƚĞ ĐĞƐĄƌĞĂ ϲ͕ ϭϬ͕ Ϯϳ͕ ϯϬ ;Eс/sͿ͘ 

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485



 

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