Evaluación de cinco fórmulas para el cálculo del peso fetal por ultrasonido en el Centro de Salud Materno Infantil Canto Grande (página 2)

Clásicamente el obstetra dispone de una serie de procedimientos clínicos con los que de modo indirecto estima el peso fetal, tales como la palpación o la medida del fondo uterino; perímetro abdominal materno y volumen uterino. Procedimientos que si de una parte son muy imprecisos para una estimación objetiva, de otra tiene la gran ventaja de su sencillez y facilidad de ejecución.

La valoración del peso fetal a partir de los datos biométricos obtenidos mediante ecografía ha despertado interés de muchos investigadores. Los estudios iniciales valoraban un sólo parámetro biométrico; así, Willocks2 en 1964 utilizó el diámetro biparietal (DBP), que fue el primer dato cuantificable relacionado con el peso fetal que se investigó. Siguieron los estudios de Thompson3 (1965), Kohorn4 (1967), Taylor5 (1967), Kratochwill6 (1968), y Suzuki7 (1975).

En 1972, Levi8 propuso un método de cálculo del peso fetal a partir de la circunferencia torácica (CT), igual que Comino9 en 1974. Suzuki7 en 1975 estimaba el peso fetal a partir del volumen cardiaco. En 1974, De la fuente10, y Higginbottom11 en 1975, demostraron la mayor precisión de la circunferencia abdominal (CA), frente al diámetro biparietal (DBP).

En 1975, Campbell12 propuso un novedoso modelo matemático para el cálculo del peso fetal a partir de la medida de la circunferencia abdominal (CA). A diferencia de los datos aportados mediante la aplicación de fórmulas en las que se empleó como único parámetro el DBP; Campbell10 introdujo el porcentaje como índice para valorar el error y, además, aportó el criterio de que las funciones logarítmicas proporcionaban mejores modelos del peso fetal estimado, que las funciones no logarítmicas de la misma variable.

Posteriormente la tendencia fue la de valorar el peso fetal a partir de la combinación de diversos parámetros biométricos fetales. Esta progresiva incorporación de parámetros en las fórmulas para predecir el peso fetal ha aportado numerosas ventajas, entre las que cabe destacar una mayor precisión, y la posibilidad de calcular el peso a partir de fórmulas que no requieren determinados parámetros, lo que permite calcular el peso aunque no se haya podido efectuar una biometría completa; pues en ocasiones, es difícil la obtención de algunos parámetros biométricos.

En el año 1965, Thompson3 propone un método de cálculo del peso fetal a partir del diámetro biparietal y los diámetros torácicos máximo y mínimo; mediante la fórmula del volumen de un cilindro. Hellman13 en 1967, utiliza el diámetro biparietal y el diámetro fronto-occipital. Schlensker14 en 1973, usa el diámetro biparietal y la circunferencia torácica. Issel15 en 1974 formula su modelo a partir del diámetro biparietal y el diámetro sagital del tórax. Suzuki7 combinó biometría cefálica (DBP) y volumen cardiaco. Lunt y Chard16 en 1976 formulo su método a partir del área de tórax y el área cefálica. Picker y Saunders17, también en 1976, calcularon a partir del volumen del tronco y del volumen de los miembros.

En 1977 Warsof18 estudió la posibilidad de hacer una estimación del peso fetal a partir del diámetro biparietal (DBP) y la circunferencia abdominal (CA). A partir de esta idea original aparecieron otros modelos matemáticos que incluían el DBP y la CA. Así, Shepard19 en 1982, modificó la fórmula para aumentar la precisión; y Hadlock20 mediante el empleo de este modelo, demostró la eficacia de la función logarítmica.

Dado que el problema principal en la valoración del peso fetal, radicaba en los fetos con peso inferior a los 2500 g. algunos autores limitaron sus estudios a fetos por debajo de los 2500 g, pero sus modelos matemáticos no superaron los obtenidos con rangos de peso más amplios como los de Warsof o Hadlock.

La combinación de biometrías cefálicas y abdominales parecen ser las que más se ajustan al peso real (sin considerar las posteriores incorporaciones del fémur); ya lo demostraba en 1975 Schillinger21, en su estudio; todavía en modo A; la mayor precisión combinando el diámetro biparietal y la circunferencia abdominal, que el diámetro biparietal solo. La mayoría de los trabajos presentan desviaciones que van del ± 10 al ± 15 %. Sin embargo, existen publicaciones como las de Birnholz22 y Jordaan23 que refieren predicciones del ± 2 al ± 3 %. Estudios posteriores no han tenido tanto éxito. La incorporación del diámetro biparietal en las fórmulas para el cálculo del peso fetal, no está exenta de ciertos errores, y por ello, en algunas fórmulas se sustituyó por la circunferencia cefálica (CC).

McCallum y Brinkley24 realizaron un complejo estudio en 1979, en el que no consideraron ningún parámetro craneal, y sí en cambio la medida de áreas y perímetros desde el cuello hasta las nalgas. Obtuvieron mediante función logarítmica un error de ± 10.3 %. No ha sido éste el único trabajo que ha pretendido aportar un modelo matemático sin biometrías craneales; así Hadlock20 propuso un método de estimación del peso fetal a partir del cálculo de la circunferencia abdominal y la longitud del fémur, y obtuvo una variabilidad de la media de ± 8.2 %.

Dada la conocida relación entre la longitud del feto y la longitud del fémur, y con la finalidad de obtener una mayor precisión en el cálculo del peso fetal estimado, el fémur se incorporó a los modelos matemáticos en diversas combinaciones con biometrías craneales y abdominales. Hadlock20 en 1984 aportó un modelo matemático en el que se incluían como variables el diámetro biparietal (DBP) o la circunfrencia cefálica (CC), la circunferencia abdominal (CA) y la longitud del fémur (LF). El empleo de estos tres parámetros proporcionó una mejor aproximación en la estimación del peso.

Woo25, Ott26, Campbell27 y Warsof28 también emplearon como variables al fémur y la circunferencia abdominal. Aunque la precisión en el cálculo del peso estimado, mejora con la incorporación de la longitud del fémur, las diferencias observadas son pequeñas pero significativas. También se ha observado que el empleo del la longitud del fémur es más preciso en fetos grandes. El inconveniente para utilizar tres variables es que impide el uso de una tabla y obliga a un cálculo individualizado.

El peso fetal estimado por ecografía es considerado hoy como el mejor predictor del crecimiento fetal, permitiendo diagnosticar oportunamente patrones de crecimiento fetal normal o anormal (restricción o macrosomía). En los últimos años las mediciones ecográficas han sido exhaustivamente estudiadas, siendo su variabilidad entre los 6 y 15 %. Actualmente está aceptado, que los resultados son más precisos en fetos con pesos inferiores a los 2500 g. con el uso en los modelos matemáticos, del diámetro biparietal y la circunferencia abdominal como variables independientes para el cálculo del peso fetal.

Entre las principales fórmulas de regresión para obtener el peso estimado del feto por ecografía están las formulas de Hadlock20, que son usadas en Norteamérica, las de Campbell10, Shepard19 y Warsof18, en Gran Bretaña, y la de Merz29 en Alemania. En Latinoamérica tenemos las formulas de Lagos30,31,32, Vaccaro33 y Herrera34.

La precisión de estos modelos matemáticos, son evaluados en diferentes poblaciones. Así Pedersen35 en 1992 obtuvo una variabilidad de ± 7.8 %; con fórmulas que sólo utilizan la circunferencia abdominal, para la población de Dinamarca.

En 1994 Tonsong36 propuso dos fórmulas locales para la población de Tailandia y las comparó con la fórmula de Shepard, demostrando su mejor presión. Ong37 en 1999, evaluó las formulas de Shepard, Campbell, y Hadlock en gemelos.

En Suecia Bistoletti38 evaluó la formula de Shepard, y en Italia, Ferrero39 comparo su formula propuesta con las de Shepard, Hadlock, y Mc Callum.

En china, Situ40 (1997) observó la mejor precisión de las fórmulas que requieren el diámetro biparietal y la circunferencia abdominal, aunque en 1985 Wong41, afirmaba la mejor exactitud con la formula de Campbell que solo usa como variable la circunferencia abdominal. En 1999, Zayed42 en Jordania, obtenía mejores resultados con la formula de Hadlock. En 1993 Combs43 concluía que su formula volumétrica era más exacta que la de Shepard o Hadlock, no confirmándose en 2003 por Mongelli44 (Australia) quien no encuentra diferencias sustanciales en la estimación del peso mediante formulas volumétricas o exponenciales.

Mirghanl45 en un estudio multiétnico, con poblaciones de india, África y Arabia, demostraba la mejor precisión de la formula de Shepard. En Chile, Lagos proponía su fórmula local, como una alternativa mas precisa a la de Hadlock. No confirmada por Fiestas46 en Piura (Perú). Mladenovic47 en Serbia comparó los resultados del peso fetal estimado mediante ecografía, mediante fórmulas que utilizan diversos parámetros biométricos, concluyendo que el que utiliza tres parámetros es más preciso. Venkat48 en Singapur demostraba la precisión del método de Hadlock, en poblaciones del sudoeste asiático

(± 8.66%).

Los últimos estudios realizados con ecografía tridimensional para la estimación del peso fetal mediante formulas volumétricas no superan la precisión de las estimaciones exponenciales de la ecografía 2D.

Es debido a la existencia de diversos métodos que cuantifican el peso fetal, a partir de su biometría obtenida mediante ultrasonido, que se ha hecho necesario el presente trabajo, que evalúa cinco diferentes fórmulas para el cálculo del peso fetal; teniendo como objetivo el determinar, en nuestra población, la precisión de las fórmulas, de manera general y en cinco grupos de peso al nacer, con intervalos de 500 g.

Materiales y métodos

El presente estudio es de tipo retrospectivo, descriptivo, analítico y comparativo, de pesos fetales estimados por ecografía 48 horas antes del parto, ocurridos en el centro de salud materno infantil Canto Grande, durante junio de 1997 a julio de 1998.

La población la constituyen 570 gestantes del tercer trimestre, que acudieron al servicio de ecografía. La muestra es aleatoria y fue de 230 gestantes, calculada por el método de Arkin & colton49, para un nivel de confianza del 95% y un error estimado de 5%.

DONDE:

N = Tamaño muestral

Z² = Nivel de confianza elegido

p y q = Probabilidades de éxito y fracaso (valor = 50%)

N = Población

E2 = Error seleccionado

POR TANTO:

Se tomo en cuenta los criterios de inclusión y exclusión que a continuación se detallan:

CRITERIOS DE INCLUSIÓN:

• Gestación única sin malformaciones congénitas.

• Parámetros ecográficos requeridos completos.

• Fetos que sobrevivieron por lo menos una semana después del parto.

• Bolsa amniótica completa.

• Gestantes a los cuales se le halla practicado el examen ecográfico 48 horas antes del parto.

CRITERIOS DE EXCLUSIÓN:

• Muerte fetal.

• Gestación con patología uterina o anexial.

• Gestación múltiple.

• Gestación con anomalías en el líquido amniótico o la placenta.

• Fetometría fuera del rango de 48 horas previos al parto.

Todos los exámenes se realizaron en un ecógrafo de tiempo real, con escala de grises y modo B; marca: S.I.U.I. (Shantou institute of ultrasonic instruments) – CTS – 240, con transductor lineal de 3.5 MHz. E.Z.U. – PL21, adecuado para los estudios obstétricos en el que se requiere medidas precisas50.

Las biometrías fetales fueron obtenidas de acuerdo al protocolo propuesto por Hadlock51,52,53, y son:

CIRCUNFERENCIA ABDOMINAL (CA):

La medición de la CA depende de la configuración del cuerpo fetal y se realizó en un plano que pasa a nivel del hígado, anatómicamente, este nivel ha sido definido como uno que incluye:

• La vena umbilical sin emerger y el sistema venoso portal fetal tanto la porción ascendente como transversa izquierda e idealmente la vena portal derecha.

• Corte perpendicular del raquis con visualización de su sombra acústica.

• Polo superior del riñón (por la posición anatómica generalmente el izquierdo).

• Vesícula biliar o fondo gástrico. (Gráfico Nº 1)

Como el equipo ecográfico solo hace mediciones lineales, se procedió a calcular la circunferencia abdominal a partir de su diámetro.

Si el abdomen fetal es redondo, solamente es necesaria una medición de borde externo a borde externo. Si es ovoide, se obtiene dos mediciones perpendiculares entre sí, preferiblemente A-P y transversa y se utiliza el promedio de los dos como la dimensión lineal. Luego se calcula la circunferencia a partir de la formula siguiente:

No se ha mostrado ninguna ventaja clara en utilizar una circunferencia externa, un área de corte transversal o una circunferencia calculada a partir de dos diámetros ortogonales externo a externo54-58.

Gráfico Nº 1 Medición de la circunferencia abdominal (CA), calculada a partir de dos diámetros ortogonales.

DIÁMETRO BIPARIETAL (DBP):

El DBP se tomó en un plano transaxial en la porción más ancha del cráneo con el tálamo ubicado en la línea media, equidistante de las tablas temporoparietales del calvario59-61. Se obtiene una medición del primer eco (externo) de la tabla temporoparietal más cercana de la calota, hasta el primer eco (interno) de la tabla temporoparietal más alejada. (Gráfico Nº 2).

Gráfico Nº 2 Medición del diámetro biparietal (DBP), de tabla temporoparietal externa a tabla temporoparietal interna.

LONGITUD FEMORAL (LF):

La longitud del Fémur se tomó a lo largo del eje mayor de la diáfisis, la porción ósea del tallo. La diáfisis normal tiene un borde externo recto y un borde interno curvo62. La medición derecha del fémur se toma de un extremo al otro, sin tener en cuenta la curvatura. Los cartílagos epifisiarios proximal y distal por no estar osificados se excluyen de la medición63. (Gráfico Nº 3).

Gráfico Nº 3 Medición de la longitud femoral (LF), sin considerar la curvatura.

El peso fetal fue calculado para cada feto utilizando las fórmulas de Campbell y Wilkin10 (que usa el CA fetal), Shepard19 (utiliza el DBP y CA fetal), Warsof18 (usa DBP y CA) y dos fórmulas de Hadlock20 (uno usa el DBP y CA; y el otro el CA y LF); estas fórmulas son mostradas en la tabla Nº 1.

Tabla Nº 1 Fórmulas para obtener el peso fetal estimado (PFE).

Para el presente trabajo de investigación se eligio estas cinco fórmulas, entre las múltiples opciones, por los siguientes criterios:

• Son las más conocidas y difundidas en el mundo.

• Emplean técnica ecográfica en escala de grises, modo B, tiempo real; y con frecuencias de 3.5 MHz.

• Son estudios practicados en fetos que sobrevivieron una semana después del nacimiento.

• Son estudios con amplio rango de pesos (174 a 5660g).

• Incluyen en el modelo matemático al peso como variable dependiente.

• Permiten confeccionar tablas por el número de variables utilizadas.

• Los errores en el peso son expresados en porcentajes del peso verdadero, ya que el empleo de valores absolutos como sería el de las diferencias entre el peso calculado y el real, expresados en gramos carece de utilidad clínica.

Procedimiento

Las fuentes de información fueron los libros de registros del servicio de ecografía, los libros de registros de partos del centro obstétrico del servicio de obstetricia y los libros de registros de recién nacidos.

• 1. Como primer paso se procedió a recabar información de la biometría fetal realizada por ecografía y los pesos de los recién nacidos, de acuerdo a los criterios de inclusión y exclusión detallados anteriormente, transcribiéndolo en la ficha de referencia (ver anexo I).

• 2. Con ellos se realizaron las ecuaciones de regresión para determinar el peso fetal estimado, por las diferentes fórmulas expuestas anteriormente; y son:

– CAMPBELL (usa solo el CA)

– SHEPARD (usa DBP y CA)

– WARSOF (usa DBP y CA)

– HADLOCK 1 (usa DBP y CA)

– HADLOCK 2 (usa CA y LF)

• 3. Finalmente se procedió al procesamiento de los datos; comparando el peso real con el peso estimado ecográficamente de manera general y en cinco grupos de peso al nacer (con intervalos de 500 g).

Análisis estadístico

Para crear la base de datos, tablas, gráficos y análisis estadístico, se utilizó los programas: Excel XP (Microsoft Office), SPSS for Windows (versión 10.0) y EPI – INFO 2000 for Windows (versión 1.4).

El peso estimado ecográficamente, fue comparado con el peso al nacer, bajo los siguientes parámetros estadísticos:

• Promedio del error simple. (PFE-PN)

• Promedio del error absoluto.

• Promedio del error porcentual. (PFE-PN*100/PN)

• Promedio del error absoluto porcentual.

• La normalidad de la distribución de pesos se evaluó con la prueba de Kolmogorov-Smirnov.

• Los contrastes se realizó comparando las diferencias con la prueba t – Student para muestras apareadas y el contraste no paramétrico para muestras apareadas de Wilcoxon.

• Coeficiente de correlación de Pearson.

• Coeficiente de correlación de Spearman.

Resultados

Durante el periodo de estudio se analizó 230 gestantes que cumplieron los criterios de inclusión. En todas ellas se obtuvo la biometría fetal y el peso al momento de nacer, exitosamente.

El perfil de edad de las 230 gestantes, abarca un rango entre los 15 a 43 años, con edad promedio de 25.9 años (± 6.7 años).

En cuanto a la paridad, 88 gestantes (38.3 %) fueron primíparas, y 142 gestantes (61.7 %) fueron multíparas. La edad gestacional al momento del parto estuvo entre las 32 a 41 semanas, con promedio de 38.7 semanas (± 1.5 semanas); y moda de 39 semanas.

Respecto al sexo de los recién nacidos; correspondió al sexo masculino 128 (55.7 %), y 102 (44.3 %), al sexo femenino.

Los fetos en presentación cefálica fueron 218 (94.8 %), con predominio de la situación izquierda 134 (58.3 %).

Estas características de las 230 gestantes son mostradas en la tabla Nº 2 (Ver gráficos en anexo II).

Tabla Nº 2 Características demográficas y de historia obstétrica.

El rango de pesos al nacer tuvo una distribución normal, y se extendió entre los 2125 g a 4310 g, con promedio de 3367 g (+/- 459 g). (Ver gráfico Nº 4). La prueba de Kolmogorov – Smirnov proporciono un estadístico de 0.947 (p = 0.331), que al no ser significativo indica que podemos asumir una distribución normal.

Gráfico Nº 4 Distribución del peso fetal al momento del parto entre las 32 y 41 semanas de gestación en 230 gestantes con embarazo único.

El rango de pesos fetales estimados por las cinco fórmulas, estuvo entre los 1991 g y 4188 g. Como muestra la tabla Nº 3.

Tabla Nº 3 Distribución del peso fetal estimado por las diferentes fórmulas, entre las 32 a 41 semanas de gestación en 230 gestantes con embarazo único.

*En gramos.

El error en todas sus modalidades fue menor para el método de Warsof, con promedio negativo de – 31.3 g (± 226.2 g), y el más alto lo genero la segunda formula de Hadlock, con una media de 199.1 g (± 376.7 g). Ver tablas Nº 4.

Tabla Nº 4 Precisión en gramos de las cinco fórmulas para estimar el peso fetal.

*En gramos.

El error porcentual fue menor para el método de Warsof, con promedio negativo de – 0.5 % (± 7.2 %), y el más alto lo genero la segunda fórmula de Hadlock, con una media de 6.6 % (± 7.5 %). Ver tabla Nº 5, y gráficos Nº 5 y Nº 6.

Tabla Nº 5 Precisión porcentual de las cinco fórmulas para estimar el peso fetal.

Gráfico Nº 5 Comparación del error porcentual entre las cinco fórmulas de cálculo del peso fetal.

Gráfico Nº 6 Comparación del error porcentual absoluto entre las cinco fórmulas de cálculo del peso fetal.

La gráfica de correlación entre los diferentes métodos de cálculo del peso fetal por ecografía y el peso real al nacer, son mostrados en el Anexo III (Gráficos Nº 14 al Nº 18). Todos indican una asociación lineal entre las variables en estudio, con un coeficiente de correlación alto y positivo. La significancia estadística del coeficiente en los cinco métodos fueron: Significativas (p<0.01). Como muestra la tabla Nº 6.

Tabla Nº 6 Coeficiente de correlación de Pearson y coeficiente de correlación de Spearman entre el peso al nacer y el peso estimado por ecografía, según las cinco fórmulas analizadas.

El análisis mediante la prueba de t de student para muestras apareadas fue significativo (p<0.01), para todo los métodos, a excepción de la formula de Warsof (p=0.037), Como muestra la tabla Nº 7. Por lo cual declaramos las diferencias con respecto al peso al nacer, significativas, en los cuatro modelos restantes, para un nivel de significación del 1%; y el modelo de Warsof significativa para un nivel del 5%.

Tabla Nº 7 Test de student para muestras apareadas, del peso fetal al nacer y el peso estimado ecograficamente, mediante las cinco fórmulas analizadas.

Se confirma los datos mostrados en la tabla anterior, mediante el contraste no paramétrico de Wilcoxon, obteniendo para el modelo de Warsof (p=0.058).

Tabla Nº 8 Contraste no paramétrico de Wilcoxon, del peso fetal al nacer y el peso estimado ecograficamente, mediante las cinco fórmulas analizadas.

ª Basada en los rangos positivos.

* Basada en los rangos negativos.

La precisión (error simple y absoluto, en gramos y porcentual, con su respectiva desviación estándar), estimada por las formulas de cálculo del peso fetal; en cinco grupos de peso al nacer, subdivididos en intervalos de 500 g; son mostrados en las tablas del Nº 9 al Nº 18; y las figuras Nº 7 y 8.

Tabla Nº 9 Precisión en gramos de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer menor a los 2500 g.

*En gramos.

Tabla Nº 10 Precisión porcentual de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer menor a los 2500 g.

Tabla Nº 11 Precisión en gramos de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer entre los 2500 g a 2999 g.

*En gramos.

Tabla Nº 12 Precisión porcentual de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer entre los 2500 g a 2999 g.

Tabla Nº 13 Precisión en gramos de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer entre los 3000 g a 3499 g.

* En gramos.

Tabla Nº 14 Precisión porcentual de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer entre los 3000 g a 3499 g.

Tabla Nº 15 Precisión en gramos de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer entre los 3500 g a 3999 g.

* En gramos.

Tabla Nº 16 Precisión porcentual de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer entre los 3500 g a 3999 g.

Tabla Nº 17 Precisión en gramos de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer mayor o igual a los 4000 g.

* En gramos.

Tabla Nº 18 Precisión porcentual de las cinco fórmulas de cálculo para estimar el peso fetal en el grupo de peso al nacer mayor o igual a los 4000 g.

Entre las cinco fórmulas para el cálculo del peso fetal, Warsof se muestra más estable; mostrando promedios bajos en los grupos de peso al nacer menores a los 3500 g. La fórmula de Shepard es más precisa en el rango de pesos entre los 3500 g a 4000 g. La segunda fórmula Hadlock (la que usa CA y LF), se muestra ligeramente mejor respecto al resto en el grupo de peso mayor a los 4000 g. Como muestra el gráfico Nº 7.

Gráfico Nº 7 Distribución del Error porcentual absoluto del peso fetal estimado por las diferentes formulas, en cinco grupos de peso al nacer, subdivididos en intervalos de 500 g.

El gráfico Nº 8, muestra que todos los métodos para el cálculo del peso fetal, sobrestiman en los grupos de peso inferior a los 3000 g, e infraestiman el peso en los grupos por encima de los 3500 g. La fórmula de Hadlock y Shepard sobreestiman el peso hasta el grupo de los 4000 g. La fórmula de Warsof y Campbell subestiman a partir del grupo de los 3500 g, y la fórmula de Hadlock y Shepard a partir de los 4000 g.

Gráfico Nº 8 Error porcentual del peso fetal estimado por las diferentes fórmulas, en cinco grupos de peso al nacer, subdivididos en intervalos de 500 g.

La fórmula de Campbell es el que, entre los cinco modelos analizados, más sobrestima el peso al nacer, en el grupo menor a los 2500 g, con promedio de 20.1 % (± 11.2 %), y en el grupo de peso mayor a los 4000 g, es también el que más subestima, con promedio negativo de – 9.9 % (± 2.7 %). Los resultados obtenidos mediante el modelo de Warsof se muestran constantes en todos los grupos de peso al nacer, y es el que tiene los errores porcentuales más bajos en los cuatro primeros grupos de peso al nacer, (menores a los 4000 g). En el grupo de peso mayor a los 4000 g, produce infraestimaciones del peso fetal; con un promedio negativo de

– 7.5 % (± 2.9 %).

Con la fórmula de Shepard, los resultados siguen la tendencia de warsof, de sobrestimar en los rangos de peso por debajo de los 3500 g y subestimar por encima de este grupo.

Las dos fórmulas de Hadlock, generaron promedios de error porcentual algo similares en todo los grupos de peso; con ligera ventaja de la primera fórmula en los grupos de peso menores a los 4000 g; y en el grupo de peso superior a los 4000 g, se muestra mejor la segunda fórmula, aunque subestimando; con promedio negativo de – 1.9 % (± 3.5 %).

Discusión

La estimación del peso fetal intrauterino es de vital importancia para el manejo de la gestación y del parto. El peso fetal es la primera variable que afecta la morbilidad neonatal, específicamente en el prematuro y fetos con retardo en el crecimiento; es también valioso en la presentación de nalgas, la diabetes, juicio sobre el parto, fetos macrosomicos y gemelos.

El cálculo clínico del peso fetal usando la palpación abdominal, partes del feto y maniobras de Leopold, esta reportado en 9.7% de error porcentual; con mas exactitud en fetos a termino, que en prematuros y macrosomicos71. La introducción del ultrasonido en tiempo real ha permitido medir con mayor exactitud las estructuras fetales; Existiendo múltiples fórmulas para estimar el peso fetal a partir de su biometría; algunas más conocidas y usadas que otras, en los diferentes centros de diagnóstico ecográfico.

La razón fundamental que motivo el presente estudio fue la de hallar el método de cálculo más preciso en nuestra población, para la estimación del peso fetal intrauterino, mediante la ecografía. Por ello se escogió un centro que atiende población de asentamientos urbanos marginales. La población estudiada estuvo formada por gestantes, mayormente jóvenes (15 a 25 años) con un porcentaje de 55.7 %, con prevalencia de multíparas: 142 (61.7 %), cuyos fetos nacieron entre las 32 a 41 semanas. (Ver tabla Nº 2).

Los resultados de comparar el peso fetal estimado mediante las fórmulas de cálculo analizadas, con el peso al nacer, son mostradas en la tabla Nº 4 y Nº 5; gráficos Nº 5 y Nº 6.

La desviación estándar o variabilidad obtenida en el presente estudio, mediante las cinco fórmulas de cálculo del peso fetal, son comparadas con las obtenidas por su respectivo autor, en la tabla Nº 19

Tabla Nº 19 Comparación de la Variabilidad reportada por el autor y los resultados hallados en el presente estudio.

Los cinco método de cálculo del peso fetal obtuvieron desviaciones estándar, menores al reportado por su autor.

El método de Warsof fue el de más baja variabilidad (7.2 %).

El método de Campbell reporto la desviación estándar más alta (8.4 %). Los resultados obtenidos mediante las fórmulas de Shepard y Hadlock, dieron similares resultados, ubicándose su variabilidad en 7.5 %, en promedio.

Gráfico Nº 9 Comparación de la Variabilidad reportada por el autor y los resultados hallados en el presente estudio, expresadas en porcentaje.

FÓRMULA DE CAMPBELL:

Campbell10 demostró que la circunferencia abdominal es un buen indicador del peso fetal. Este modelo mostró desviación estándar de 8.4 %, más precisa que el obtenido por el autor (9.1 %), cuyo estudio lo realizo con rangos de pesos entre los 790 g a 5460 g.

Los resultados obtenidos en el presente trabajo son más precisos que lo hallado por Warsof18 (11.6 %), Hadlock20 (11.1 %), Nzeh64 (9.5 %), Mc Callum24 (13.7 %), y Mongelli44 (9.0 %). Aunque Pedersen35 reporta variabilidad de solo 7.8 %; para este modelo matemático, que utiliza un solo parámetro biométrico. Estos autores demostraron la poca precisión del método, en grupos de peso inferiores a los 2500 g, debido a los cambios que se producen en la relación cabeza/abdomen a medida que progresa la gestación. Se confirma el mayor error porcentual en el grupo de pesos menor a los 2500 g; con promedio de 20.1 % (± 11.2 %). (Ver tabla Nº 10 y gráfico Nº 8).

Estos resultados no corresponden a los publicados por Wong41 donde la fórmula de Campbell basada solo en la circunferencia abdominal, resulta más exacta y precisa en la predicción del peso fetal, que las fórmulas que combinan el diámetro biparietal y la circunferencia abdominal. No se confirma lo publicado por Chien65, que encuentra la fórmula de Campbell más exacta que las de Hadlock. Hill66 manifiesta una alta precisión en el rango entre los 2000 g a 4000 g, confirmado por Hadlock20 en el rango entre los 2500 g a 3500 g; Kurmanavicius67 entre los 2000 g a 3500 g; y en el presente estudio entre los 3500 g a 4000 g.

La correlación fue alta (r = 0.884), similar al obtenido por Kurmanavicius67 (r = 0.894) y Saona68 (r = 0.83). Nahum1 obtiene solo r = 0.75.

FÓRMULA DE WARSOF:

La fórmula de Warsof18, dio resultados más precisos respecto a los demás métodos: 0.5 % (± 7.2 %). Los contrastes calculando las diferencias existentes (t-student), arrojan los siguientes resultados: t = – 2.102 (p = 0.037), con una media para las diferencias de – 31.3 g (± 226.2 g), y un intervalo de confianza al 95 % para la diferencia de las medias entre – 1.96 g a – 60.7 g. La significación del contraste por la prueba no paramétrica (Wilcoxon), para muestras apareadas fue Z = – 1.898 (p = 0.06), bastante similar a la prueba paramétrica.

Warsof18 obtuvo una desviación estándar de 10.6 %, alta con relación al 7.2 % del presente estudio; debido quizá al rango de pesos que utilizó en su estudio (174 g – 4760 g), en comparación al nuestro (2125 g – 4310 g). Hadlock20 con este método obtuvo error promedio negativo de – 6 % (± 8.7 %).

El coeficiente de correlación de Pearson para este método fue de

r = 0.87, mejor que lo hallado por Saona68 (r = 0.84), Nahum1

(r = 0.77), y Mirghani45 (r =0.77). Key69 evaluó este modelo en rango de pesos entre 500 g y 1500 g; y demostró error estándar de solo 6.1%; resultado que no corroboran estudios posteriores.

El análisis, en grupos de pesos al nacer con intervalos de 500 g; confirma lo reportado por Shepard19, de que este modelo matemático producía infraestimaciones del peso fetal por encima de los 3500 g. Hadlock20 encuentra promedios negativos en todos los grupos de peso al nacer, siendo mayor su precisión en el rango de pesos entre los 1500 g a 2000 g; con promedio negativo de

– 1.9 % (± 7.5 %). En el presente estudio se observó promedios negativos de error porcentual en grupos de peso por encima de los 3500 g. – 2.9 % (± 4.3 %) en el grupo entre los 3500 g a 4000 g; y – 7.5% (± 2.9%) en el grupo mayor a los 4000 g. Para este método no se confirma lo reportado por Wong41, en el sentido de ser menos preciso que la fórmula de Campbell.

FÓRMULA DE SHEPARD:

Los cálculos realizados por esta fórmula, dieron resultados similares a los de Warsof, con una desviación estándar de 7.5 %

(9 % del autor); esto debido a que la fórmula de Shepard es una modificación de la fórmula original de Warsof, con la finalidad de evitar la infraestimación del peso fetal. El error absoluto en gramos fue 123.6 g (± 227.7 g), y el error porcentual absoluto 6.7 % (± 5.5 %). Salazar70 reporta error absoluto para éste método de 343.5 g (± 135.4 g). Japarath71 265.0 g (± 236.3 g), con error porcentual absoluto de 8.6 % (± 6.9 %). Nahum1 publica 338.0 g, de error absoluto en gramos y error porcentual absoluto de 9.8 %. Bistoletti38 reporta desviación estándar de 8.5 %, y Hadlock20 desviación estándar de 9.1 % (media de – 1.1 %), con promedios negativos desde los 2500 g.

La correlación encontrada es alta (r = 0.868), como muestra Kurmanavicius67 (r = 0.878), y Saona68 (r = 0.84); aunque Nahum1 reporta (r = 0.76), y Mirghani45 (r = 0.77). Mediante esta fórmula, se sobrestima el peso fetal hasta los 4000 g. La mayor exactitud se registra en el rango entre los 3500 g a 4000 g; con una media de 1.5 % (± 4.5 %). Hadlock20 encuentra una mayor precisión en el rango entre los 2000 g a 3500 g; Kurmanavicius67 sobre los 3500 g; y Tongsong36 sobre los 3000 g. En el grupo de peso al nacer por encima de los 4000 g, se obtiene desviación estándar de 3.0 % (promedio – 3.5 %); más precisa que Bistoletti38, que encuentra infraestimación, con una variabilidad de 5.7 %.

No se puede contrastar los datos del estudio realizado por Hill66, que reporta resultados mucho más precisos para la fórmula de Shepard, en los rangos de peso por debajo de los 2000 g; debido a que no se hallo gestaciones por debajo de los 2000 g de peso, en el presente estudio.

I FÓRMULA DE HADLOCK:

El resultado obtenido con este modelo matemático fue de 5.5 % (± 7.6 %); mucho más preciso que lo hallado por Hadlock20 0.4 % (± 9.1 %); estudio que realizó en un rango de pesos entre los 600 g a 4680 g. El resultado obtenido por Nzeh64 fue de 9.3 % (media 5.6 %), Vásquez72 de 7.9 %, y por Persson73 de solo 7.1 %.

El coeficiente de correlación reportado por su autor es alto

(r = 0.978), no confirmada por éste estudio (r = 0.874), ó Nahum1 en su primer trabajo (r = 0.76) y (r = 79) en el segundo.

Nahum1 en su primer estudio encontró para este modelo, error absoluto en gramos de 324 g, y error porcentual absoluto de 9.5 %; alto, respecto al presente estudio (228 g y 7,2 %). Se observa sobrestimación del peso fetal por encima de los 4000 g, con promedios de error más bajos en los grupos de peso entre los 3500 g a 4000 g, con una media de 2.1 % (± 4.2 %). En el grupo mayor a los 4000 g, se obtiene promedio negativo de – 3.5 %

(± 3.5%). Hadlock20 encuentra mayor precisión, en grupos de peso entre los 2500 g a 3500 g, sobrestimando hasta los 3000 g. Vásquez72 reporta para este método variabilidad del 8.0%, en grupos de peso mayores a los 2500 g.

II FÓRMULA DE HADLOCK:

Por la segunda fórmula de hadlock (la que usa circunferencia abdominal y longitud femoral), se obtuvo 7.5 % de desviación estándar, y una media de 6.6 %. El autor reporta desviación estándar de 8.2 %, con una media de 0.3 %. Inferior a los 13 % de desviación estándar que informa Campbell27, 10.9 % que reporta Warsof28, y 9.3 % de Nzeh64. La correlación (r = 0.884), fue menor a la del autor (r = 0.980), y Kurmanavicius67 (r = 0.91); aunque Nahum1 en dos estudios sucesivos obtuvo r = 0.75 y

r = 0.77, con error absoluto en gramos de 355 g. y error porcentual absoluto de 10.4 %.

En el análisis por grupos de peso con intervalo de 500 g, se determina sobrestimación al igual que con su primera fórmula, en los grupos de peso por debajo de los 4000 g. Estos resultados lo confirma Yarkoni74. El propio Hadlock20 halla infraestimación desde los 3000 g, mostrando mayor precisión en el rango entre los 2500 g a 3500 g. Al contrario con esta fórmula Kurmanavicius67 obtiene resultados diferentes, mostrando infraestimaciones en todos los grupos de peso, hallando mayor precisión en el mismo rango que Hadlock. Similares resultados informan Lagos32 y Vaccaro33.

Este método es el que tiene (entre los cinco analizados) los mejores resultados en los grupos de peso superiores a los 4000 g; con una media negativa de – 1.9 % (± 3.5 %). (Ver gráfico Nº 8).

Conclusiones

• 1. La estimación del peso fetal mediante examen ultrasonográfico, tiene una alta precisión, estando su variabilidad por debajo del 8.5 %, en todos los métodos analizados.

• 2. El método propuesto por Warsof fue el más exacto, con una variabilidad de ± 7.2 %; coeficiente de correlación alto y positivo de 0.870 (p < 0.01), manteniéndose constante en todos los grupos de peso por debajo de los 4000 g.

• 3. En fetos que sobrepasan los 4000 g; se muestra más confiable la segunda fórmula de Hadlock (que utiliza biometría abdominal y longitud femoral), con promedio de negativo de – 1.9 % (± 3.5 %).

• 4. La fórmula que utiliza un solo parámetro biométrico propuesto por Campbell es muy inexacto, sobrestimando de manera exagerada en los grupos de peso por debajo de los 2500 g, con media de 20.1 % (± 11.2 %), e infraestimando en grupos de peso por encima de los 3500 g; con promedio de – 9.9% (± 2.7 %).

• 5. Los modelos matemáticos de Shepard y Hadlock (que utilizan biometría cefálica y abdominal), muestran resultados similares, con ligera ventaja del primero, sobre todo en los rangos de peso inferiores a los 4000 g.

Bibliografía

• 1. Nahum G: Estimaton of fetal weight. http://www.emedicine.com/med/topic3281.html.

• 2. Willocks J, Donald I, Dugan T, Day N: Fetal cephalometry by ultrasound. Br. J. Obstet. Gynaecol, 1964; 71:11.

• 3. Thompson H, holmes J: Fetal development as determined by ultrasonic pulse echotecniques. Am J. Obstet. Gynaec, 1965; 92:44.

• 4. Kohorn E: An evaluation of ultrasonic fetal cephalometry. Am J. Obstet. Gynaec, 1967; 97:553.

• 5. Taylor E: Clinical use of ultrasound in obstetrics and gynaecologie. Am J. Obstet. Gynaec, 1967; 43:867.

• 6. Kratochwill A: Ultraschalldiagnostik in der geburtshilfe und gynaecologie. Zbl. Gynak, 1969; 91,113.

• 7. Suzuki K, Miney L: Ultrasonic measurement of fetal heart volume for estimation of birth weight. Am J. Obstet. Gynaec, 1974; 43:867.

• 8. Levi S: Diagnostic par ultrasons en gynaecologie-obstetrique. Masson, Bruselas, 1972.

• 9. Comino R: Determinación del peso fetal mediante ecografía bidemensional. Toco, Ginec. Pract. 1974; 33,1185.

• 10. De la Fuente P: Curva de crecimiento del diámetro biparietal mediante ultrasonidos. Rev. Esp. Obst. Gin. 1974; 33,533.

• 11. Higginbotton J: Estimation of fetal weight from ultrasonic measurement of trunk circumference. Br J Obstet Gynaecol. 1975; 82:689.

• 12. Campbell S, Wilkin D: Ultrasonic measurement of fetal abdomen circunference in the estimation of fetal weight, Br. J Obstet Gynaecol. 1975; 82:689.

• 13. Hellman l, Kobayashi M: Sources of error in sonographic fetal mensuration and estimation of growth. Am J. Obstet. Gynaec, 1967; 99:662.

• 14. Schlensker K: Voraussage des Kindlichen geburtsgewichtes aufgrund der ultraschall-kephalometrie un thorakometrie am feten. Geburts. Frauenh. 1973; 33,859.

• 15. Issel E, Penzlau P: Zur berechnung des Geburtsgewichtes kleinen fetus mit dem ultraschallverfahren. Zbl. Gynak, 1974; 178,84.

• 16. Lunt R, Chard T: A new method for estimation of fetal weight inlate pregnancy by ultrasonic scanning. Br J Obstet Gynaecol. 1976; 83:1.

• 17.  Picker R, Saunders D: A simple geometric method for determining fetal weight in utero with compound gray scale ultrasound scan. Am J. Obstet. Gynaec, 1976; 124:689.

• 18. Warsof SL, Gohari P: The estimation Of fetal weight by computer-assisted analysis. Am J Obstet Gynecol. 1977; 128:881.

• 19. Shepard J, Richards A: An evaluation of two equations for predicting fetal weight by ultrasound. Am J Obstet gynecol. 1982; 142:47.

• 20. Hadlock FP, Harrist RB: Sonographic estimation of fetal weiht. The value of femur lenght in addition to head and abdomen measurements. Radiology. 1984; 150:535.

• 21. Schillinger H, Muller R, Kretzschmar M, Wode J. Estimation of fetal weight by ultrasound. Geburtshilfe Frauenheilkd. 1975 Nov;35(11):858-65.

• 22. Birnholz JC: An algorithmic approach to accurate ultrasonic fetal weight estimation. Invest Radiol. 1986 Jul; 21(7):571-6

• 23. Jordaan HV: Estimation of fetal weight by ultrasound. J Clin Ultrasound. 1983 Feb-Mar; 11(2):59-66.

• 24. McCallum WD, Brinkley JF: Estimation of fetal weight from ultrasonic measurements. Am J Obstet Gynecol. 1979 Jan 15; 133(2):195-200.

• 25. Woo JS, Wan MC: An evaluation of fetal weight prediction using a simple equation containing the fetal femur length. J Ultrasound Med. 1986 Aug; 5(8):453-7.

• 26. Ott WJ, Doyle S, Flamm S, Wittman J: Accurate ultrasonic estimation of fetal weight. Prospective analysis of new ultrasonic formulas. Am J Perinatol 1986 Oct; 3(4):307-10.

• 27. Campbell WA, Vintzileos AM, Neckles S, Weinbaum PJ, Nochimson DJ: Use of the femur length to estimate fetal weight in premature infants: preliminary results. J Ultrasound Med. 1985 Nov; 4(11):583-90.

• 28. Warsof SL, Wolf P, Coulehan J, Queenan JT: Comparison of fetal weight estimation formulas with and without head measurements. Obstet Gynecol. 1986 Apr; 67(4):569-73.

• 29. Merz E, Lieser H, Schicketanz KH, Harle J: Intrauterine fetal weight assessment using ultrasound. A comparison of several weight assessment methods and development of a new formula for the determination of fetal weight. Ultraschall Med 1988 Feb; 9(1):15-24.

• 30. Lagos R: Nueva fórmula para estimación del peso fetal por examen ultrasonografico. Rev. Hosp. Matern. Infant. Ramon Sarda 2002; 21(1):11-16.

• 31. Lagos RA, Espinoza R, Orellana JJ: Fórmula regional de peso fetal. Libro Resumen R-52 XVI Reunión ALIRH Chile, Sept. 1999.

• 32. Lagos RA, Espinoza R, Orellana JJ: Nueva tabla para estimación del peso fetal por examen ultrasonografico. Revista Chilena de Ultrasonografía. 2002; 5(1):14-19.

• 33. Vaccaro H: Crecimiento fetal. Rev. Chil. Obstet Ginecol. 1991; 56; 353-358.

• 34. Herrera B, Donoso E, Gomaz G, Tsunekawa H: Estimación del peso fetal mediante ultrasonografia. ¿Balanza intrauterine? Rev. Chil. Obstet Ginecol 1986; 51:478.

• 35. Pedersen JF, Molsted-Pedersen L: Sonographic estimation of fetal weight in diabetic pregnancy. Br J Obstet Gynaecol. 1992 Jun; 99(6):475-8.

• 36. Tongsong T, Piyamongkol W, Sreshthaputra O: Accuracy of ultrasonic fetal weight estimation: a comparison of three equations employed for estimating fetal weight. J Med Assoc Thai. 1994 Jul; 77(7):373-7.

• 37. Ong S, Smith AP, Fitzmaurice A, Campbell D. Estimation of fetal weight in twins: a new mathematical model. Br J Obstet Gynaecol. 1999 Sep;106(9):924-8.

• 38. Bistoletti P: Fetal weight prediction by ultrasound measurements. A prospective study. Gynecol Obstet Invest. 1986; 22(2):79-83

• 39. Ferrero A, Maggi E, Giancotti A, Torcia F, Pachi A: Regression formula for estimation of fetal weight with use of abdominal circumference and femur length: a prospective study. J Ultrasound Med. 1994 Nov; 13(11):823-33.

• 40. Situ X, Huang X: Ultrasonic measurement in the estimation of fetal weight. Zhonghua Fu Chan Ke Za Zhi. 1997 May; 32(5):299-301.

• 41. Wong F, Rogers M, Chang A: An evaluation of three ultrasound equations for fetal weight prediction. Aust N Z J Obstet Gynaecol. 1985 Nov; 25(4):271-2.

• 42. Zayed F: A comparison between ultrasound and clinical methods for predicting fetal weight. J Obstet Gynaecol. 1999; 19(2):159-61.

• 43. Combs CA, Jaekle RK, Rosenn B, Pope M, Miodovnik M, Siddiqi TA. Sonographic estimation of fetal weight based on a model of fetal volume. J. Obstet Gynecol. 1993 Sep;82(3):365-70.

• 44. Mongelli M, Tambyraja R: Ultrasonic fetal weight estimation and tolerance to measurement error: A comparative analysis. Australasian Radiology. 2003; 47(4):389-392.

• 45. Mirghani H, Weerasinghe S: To compare the accuracy of eight sonographic formulae for predicting fetal birth weight at term in a multiethnic population. J. Obstet. Gynaec. Res. 2005; 31:409.

• 46. Fiestas C, Valera D, Palacios J: Comparación de dos formulas para calcular el peso fetal ecográfico vs. Peso al nacer. Ginecol. Obstet. 2003; 49(4):214-218.

• 47. Miladenovic-Segedi L, Segedi D: Accuracy of ultrasonic fetal weight estimation using head and abdominal circumference and femur length. Med. Pregl. 2005; 58:548-52.

• 48. Venkat A, Chinnaiya A: Sonographic fetal weight estimation in a south-east Asian population. J.Obstet. Gynaecol. Res. 2001; 27(5):275-9.

• 49. Arkin y Colton: Tables for statistician fundamental statistics psychology and education. Mc graw hill, log kusha, Tokyo, 1965.

• 50. Callen P: Ecografía en Obstetricia Y Ginecología; II Ed. Panamericana S.A. Argentina. 1993.

• 51. Hadlock FP: Sonographic estimation of fetal age and weight. Radiol Clin North Am. 1990 Jan; 28(1):39-50.

• 52. Hadlock FP, Deter RLK: Estimating fetal age: computer-assisted analysis of multiple fetal growth parameters. Radiology. 1984 Aug; 152(2):497-50.

• 53. Hadlock FP, Harrist RB: Estimating fetal age using multiple parameters: a prospective evaluation in a racially mixed population. Am J Obstet Gynecol. 1987 Apr; 156(4):955-7.

• 54. Shields JR, Medearns AL, Bear MB: Fetal modo and abdominal circumferences: Effect of profile shape on the accuracy of ellipse equations. J Clin Ultrasound. 1987; 15:241.

• 55. Hadlock FP, Deter RL, Harris RB, Park SK: Fetal abdominal circumference as a predictor of menstrual age. Am J Roentgenol. 1982; 139(2):367-70.

• 56. Shields JR, Medearns AL, Bear MB: Fetal modo and abdominal circunferences: Ellipse calculations versus planimetry. J Clin Ultrasound. 1987; 15:237.

• 57. Smulian JC, Ranzini AC, Ananth CV, Rosenberg JC, Vintzileos AM: Comparison of three sonographic circumference measurement techniques to predict birth weight, J Obstet Gynecol. 1999 May; 93(5 Pt 1):692-6.

• 58. Woo JS, Liang ST, Wan CW, Ghosh A, Cho KM, Wong V: Abdominal circumference vs abdominal area – which is better? J Ultrasound Med. 1984 Mar; 3(3):101-5.

• 59. Florido J, Comino R, Girona A, Beltrán E: Medición del diámetro biparietal mediante ecografía bidimensional: precisión del método. Rev. Esp. Obst. Gin. 1976; 35,367.

• 60. Shepard M, Filly RA: A standardized plane for biparietal diameter measurement. J Ultrasound med. 1982; 1:145.

• 61. Hadlock FP, Deter RL, Harris RB, Park SK: Fetal biparietal diameter: rational choice of plane of section for sonographic measurement. Am J Roentgenol. 1982; 138(5):87 1-4.

• 62. Abrans SL, Filly RA: Curvature of the fetal femur; a normal sonographic finding. Radiology. 1985; 156:490.

• 63. Jeanty P, Kirkpatrick C, Dramaix-Wilmet M, Struyven J: Ultrasonographic evaluation of fetal limb growth, Radiology. 1981; 140:165.

• 64. Nzeh DA, Rimmer S, Moore WM, Hunt L: Prediction of birthweight by fetal ultrasound biometry. Br J Radiol. 1992 Nov; 65(779):987-9.

• 65. Chien P, Owen P, Khan K: Validity of ultrasound estimation of fetal weight. J Obstet Gynecol. 2000; 95,856.

• 66. Hill LM, Breckle R, Wolfgram KR, O'Brien PC: Evaluation of three methods for estimating fetal weight. J Clin Ultrasound. 1986 Mar-Apr; 14(3):171-8.

• 67. Kurmanavicius J, burkhardt T, Wisser J, Much R: Ultrasonographic fetal weight estimation: accuracy of formulas and accuray of examiners by birth weight from 500 to 500 g. J. Perinat, Med. 2004; 32,155.

• 68. Saona L: Determinación del peso fetal por ultrasonido, estudio en el Hospital Nacional Cayetano Heredia (Tesis de bachiller). Lima, Perú: UPCH. 1996. 50 pp.

• 69. Key TC, Dattel BJ, Resnik R. The ultrasonographic estimation of fetal weight in the very low-birth weight infant. J Obstet Gynecol. 1983; 145,574.

• 70. Salazar C. y col. Peso fetal por uItrasonido. Obstet Ginecol Venezuela 1999; 51(3): 167-70.

• 71. Japarath P, Wiboolphan T: Comparison of the accuracy of fetal weight estimation using clinical and sonographic methods. J. Med. Assoc. Thai. 2004; 87 (suppl.3).

• 72. Vásquez JC, Vásquez J y Febles V: Eficacia de la estimación del peso fetal por ultrasonido para la predicción del bajo peso al nacer. Rev. Cubana de Ginecología y obstetricia. 2003; 1:29.

• 73. Persson PH, Weldner BM: Intra-uterine weight curves obtained by ultrasound. Acta Obstet Gynecol Scand. 1986; 65(2):169-73.

• 74. Yarkoni S, Reece EA, Wan M, Holford T, Romero R, Hobbins JC: Intrapartum fetal weight estimation: a comparison of three formulae. J Ultrasound Med. 1986 Dec; 5(12):707-10.

• 75. Snezana P. y col. Nuestra experiencia controlada en la utilización del método de Hadlock para estimar el peso fetal previo al nacimiento. 2001. posters.html» http://www.siaegi.com/boletines-posters.html

Apéndice

ANEXO Nº I

ANEXO Nº II

Gráfico Nº 10 Distribución de la edad en 230 gestantes con embarazo único.

Gráfico Nº 11 Distribución de las semanas de gestación al momento del parto, en 230 gestantes con embarazo único.

Gráfico Nº 12 Distribución de la paridad en 230 gestantes.

Gráfico Nº 13 Distribución del sexo fetal en 230 partos.

ANEXO III

Gráfico Nº 14 Correlación entre el peso al nacer y el peso fetal estimado por ecografía, según la formula de Campbell, en 230 gestantes.

Gráfico Nº 15 Correlación entre el peso al nacer y el peso fetal estimado por ecografía, según la formula de Shepard, en 230 gestantes.

Gráfico Nº 16 Correlación entre el peso al nacer y el peso fetal estimado por ecografía, según la formula de Warsof, en 230 gestantes.

Gráfico Nº 17 Correlación entre el peso al nacer y el peso fetal estimado por ecografía, según la primera formula de Hadlock, en 230 gestantes.

Gráfico Nº 18 Correlación entre el peso al nacer y el peso fetal estimado por ecografía, según la segunda formula de Hadlock, en 230 gestantes.

Autor:

Nelson Aparicio Zea

Lima, Perú

Tesis para optar por el título profesional de Licenciado en Tecnología Médica

Universidad Nacional Mayor de San Marcos

(Universidad del Perú, Decana de América)

Facultad de Medicina