Phương pháp Sử dụng phương trình hồi qui để xây dựng công thức và biểu đồ ước lượng trọng lượng thai

Chia sẻ: Nguyen Uyen | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:24

Thêm vào BST

Báo xấu

99
lượt xem 7
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Ước lượng trọng lượng thai một cách chính xác luôn là mục tiêu mong muốn của nhà thực hành sản khoa vì việc theo dõi và chọn lựa phương thức sanh thích hợp lệ thuộc phần lớn vào mức độ chính xác của trọng lượng thai. Mục tiêu nhằm xây dựng phương trình ước lượng trọng lượng thai tốt.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Phương pháp Sử dụng phương trình hồi qui để xây dựng công thức và biểu đồ ước lượng trọng lượng thai

Sử dụng phương trình hồi qui để xây dựng công thức và biểu đồ ước lượng trọng lượng thai TÓM TẮT Đặt vấn đề và mục tiêu Ước lượng trọng lượng thai một cách chính xác luôn là mục tiêu mong muốn của nhà thực hành sản khoa vì việc theo dõi và chọn lựa phương thức sanh thích hợp lệ thuộc phần lớn vào mức độ chính xác của trọng lượng thai. Mục tiêu nhằm xây dựng phương trình ước lượng trọng lượng thai tốt. Đối tượng và phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu cắt ngang từ 3/2009 & 8/2009 ở 472 sản phụ thai đủ tháng, t ới sanh tại bệnh viện Nhân Dân Gia Định, được chọn ngẫu nhiên. Chúng tôi thu thập tất cả chỉ số siêu âm trước sanh 24 giờ và các dấu hiệu lâm sàng, sau đó sử dụng phương trình hồi qui tuyến tính để xây dựng phương trình ước lượng trọng lượng thai.
Kết quả và kết luận Công thức Mc Donald được dùng thường xuyên trên lâm sàng thực tế có sai số rất lớn. Chúng tôi xây dựng được 2 phương trình hồi qui có hệ số chính xác (R2) cao: Phương trình (1) chỉ có 1 biến số độc lập dự đoán trọng l ượng thai là CVB là Y = 22,55CVB – 4142,25, phương trình này đơn giản, độ tin cậy khá cao, dễ sử dụng. Phương trình (2) là: Y = 21,05BCTC + 21,1CVB – 4339,1 là phương trình có hệ số tương quan cao nhất, tuy phải sử dụng 2 biến số bao gồm cả lâm sàng và siêu âm. Từ khóa Trọng lượng thai, phương trình hồi qui tuyến tính. ĐẶT VẤN ĐỀ Cân nặng trẻ lúc sanh không chỉ là một trong những đánh giá quan trọng về mặt sức khỏe và tình trạng dinh dưỡng của bà mẹ mà còn đối với sự sống còn, tăng trưởng, phát triển thể chất, tinh thần và xã hội và của trẻ em [1]. Ước lượng trọng lượng thai một cách chính xác luôn là mục tiêu mong muốn đạt được của các thế hệ những nhà thực hành sản khoa vì việc theo dõi và chọn lựa phương thức sanh thích hợp lệ thuộc phần lớn vào mức độ chính xác của trọng lượng thai. Trong lịch sử thực hành sản khoa, đã có rất nhiều phương pháp lâm
sàng cũng như cận lâm sàng được đề xuất nhằm ước lượng trọng lượng thai càng gần với trị số thật càng tốt. Từ các phương pháp lâm sàng cổ điển được sử dụng phổ biến như đo bề cao tử cung, ước lượng trọng lượng thai từ tuổi thai, tương quan giữa chiều cao và trọng lượng thai cho đến những phương pháp phức tạp như đo lường động năng của thai nhi khi va chạm trong tử cung đều cho thấy những sai số cũng như những khó khăn về kỹ thuật khi thực hiện. Kể từ khi Donald và cộng sự lần đầu ứng dụng hình ảnh học siêu âm vào thực hành sản khoa vào năm 1958, việc chẩn đoán tiền sản và đánh giá thai trong tử [2] cung bắt đầu phát triển mạnh mẽ và rộng khắp . Sử dụng siêu âm được xem như biện pháp hỗ trợ đắc lực để ước lượng trọng lượng thai nhi. Nhiều nghiên cứu được thực hiện nhằm tìm ra các công thức lý tưởng dùng cho việc chẩn đoán trọng lượng thai trước sanh. Hầu hết các khảo sát này đều thực hiện xa cuộc sanh. Trong tam cá nguyệt cuối của thai kỳ, các kích thước của thai còn thay đổi nhiều, thường gia tăng trong vòng 14 đến 21 ngày. Vì vậy, trọng lượng ước đoán từ những số liệu thu thập được gần cuộc sanh nhất mới có thể phản ánh trung thực nhất trọng lượng thai ở thời điểm chuyển dạ. Điều này hợp lý và đặc biệt quan trọng cho những thai nghi ngờ có bất xứng đầu chậu, thai to đồng thời loại bỏ những ảnh hưởng làm sai lệch kết quả ước đoán trọng lượng thai. Bên cạnh đó, đa số các khảo sát trước đây chỉ tìm mối tương quan đơn thuần hoặc giữa phương pháp lâm sàng với trọng lượng thai hoặc giữa phương pháp cận lâm sàng với trọng lượng
thai, chưa kết hợp các phương pháp này lại với nhau để tìm ra một công thức ước lượng trọng lượng thai tốt nhất, mang tính ứng dụng cao. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU Mục tiêu chính Đánh giá giá trị của các chỉ số siêu âm thai và chỉ số lâm sàng sử dụng  trong ước lượng trọng lượng thai đủ tháng. Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính và biểu đồ ước lượng trọng  lượng thai đủ tháng. Mục tiêu phụ So sánh công thức ước lượng trọng lượng thai thành lập được với các công thức thường sử dụng trên lâm sàng và siêu âm. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Thiết kế nghiên cứu: Nghiên cứu cắt ngang Đối tượng nghiên cứu Dân số mục tiêu: Phụ nữ có thai đủ tháng bình thường sống tại TPHCM. 
Dân số nghiên cứu: Phụ nữ có thai đủ tháng bình thường đến khám và nhập  viện sanh tại bệnh viện Gia Định trong thời gian tiến hành nghiên cứu. Dân số chọn mẫu: Các sản phụ nhập viện sanh tại bệnh viện Gia Định trong  thời gian nghiên cứu từ 3/2009-8/2009 đồng ý tham gia nghiên cứu. Tiêu chuẩn nhận vào:  Đơn thai, tuổi thai từ 37 tuần trở lên. o Có siêu âm ước lượng tuổi thai 3 tháng đầu thai kỳ. o Có siêu âm thai với đầy đủ các chỉ số trong vòng 48 giờ trước sanh. o Thai ngôi đầu. o Chấp nhận tham gia nghiên cứu. o Tiêu chuẩn loại trừ:  Thai kỳ kèm theo bệnh lý nội khoa, tiền sản giật. o Thai có cân nặng dưới bách phân vị thứ 10 so với tuổi thai. o Thai dị dạng. o Chuyển dạ giai đoạn hoạt động hay ối đã vỡ. o
Đa ối, thiểu ối. o Cỡ mẫu Cỡ mẫu được tính dựa vào công thức tính cỡ mẫu để tìm hệ số tương quan. Trường hợp chỉ có một biến số phụ thuộc và biến số độc lập: Gọi hệ số tương quan giữa 2 biến là p: Cỡ mẫu được tính như sau: Trong thực tế, chúng ta không biết p, nh ưng có thể ước tính qua hệ số tương quan quan sát được là r, còn gọi là hệ số Pearson. Bảng 1. Số mẫu cần thiết để ước tính hệ số tương quan. Số cỡ mẫu cần thiết cho power = 0.80 và Hệ số tương quan = 0.01 = 0.05 0.05 4527 3138
0.10 1128 783 0.15 499 347 0.20 279 194 0.25 177 123 Chọn hệ số tương quan là 0.15,= 0.05, power = 0.80, hằng số C = 7,85, số cỡ mẫu tính được là N = 347. Trường hợp nghiên cứu có một biến số phụ thuộc và nhiều biến số độc lập: Với power = 0.80 và = 0.05, m biến số độc lập và 1 biến phụ thuộc, số lượng cỡ mẫu cần thiết tối thiểu là N > 104 + m. [6] Với m = 10, số cỡ mẫu tính được là N > 114. Chúng tôi chọn N = 347 là số cỡ mẫu lớn hơn để ước tính được hệ số tương quan với độ chính xác cao. Phương pháp chọn mẫu
Công cụ thu thập số liệu Bảng thu thập số liệu: Bảng thu thập số liệu được soạn kỹ, văn phong đơn  giản, tập trung vào các biến số cần khảo sát và đã được thử nghiệm trước khi đưa vào nghiên cứu (n=30). Dụng cụ đo cân nặng và chiều cao sản phụ.  Thước dây.  Máy siêu âm hai chiều: ALOKA SSD1100, sản xuất tại Nhật Bản, được sử  dụng tại bệnh viện từ năm 1997. Qui trình lấy mẫu Chúng tôi lựa chọn ngẫu nhiên sản phụ thoả tiêu chuẩn chọn mẫu trong thời gian nghiên cứu. Họ sẽ được khám và lập bệnh án theo đúng quy trình nhận bệnh tại phòng sanh, thu thập các dữ kiện theo bảng thu thập số liệu. Cân nặng: được đo bằng cân đo trọng lượng chuẩn tại phòng sanh. Cân nặng trước sanh được xác định bằng cách ghi nhận cân nặng đo được trong 3 tháng đầu thai kỳ. Chiều cao, vòng bụng, bề cao tử cung: được đo bằng thước đo chiều cao chuẩn tại phòng sanh.
Bệnh lý nội khoa kèm: Được xác định qua bệnh sử hoặc khám lâm sàng tại thời điểm nhập viện. Thông tin về siêu âm: Qui trình siêu âm đo đạc các chỉ số như đường kính lưỡng đỉnh, đường kính ngang bụng, đường kính trước sau bụng, chu vi bụng, chiều dài xương đùi được thực hiện trên máy siêu âm ALOKA SSD1100 tại phòng sanh. Các sản phụ tham gia vào nghiên cứu được giải thích về mục đích siêu âm trước khi người làm nghiên cứu thực hiện các thao tác siêu âm. Các số đo của thai được đo đạc khi màn hình ở chế độ đứng yên. Đường kính lưỡng đỉnh, đường kính ngang bụng, đường kính trước sau bụng, chu vi bụng, chiều dài xương đùi được đo bằng đơn vị mm, trọng lượng thai nhi ước lượng được đo bằng đơn vị g. Việc ước lượng trọng lượng thai trên máy siêu âm được thực hiện bằng cách sử dụng công thức Hadlock [4] và Shepard [3] với các chỉ số khác nhau như đường kính lưỡng đỉnh, chu vi bụng, chiều dài xương đùi. Mức độ thống nhất kết quả siêu âm giữa người thực hiện nghiên cứu và 1 bác sĩ siêu âm sản tại BV được thể hiện qua chỉ số Kappa. Kết quả được gọi là thống nhất giữa 2 người đo khi: Chiều dài xương đùi: sai lệch không quá 2 mm 
Đường kính lưỡng đỉnh: sai lệch không quá 2 mm  Đường kính ngang bụng: sai lệch không quá 3 mm  Đường kính trước sau bụng: sai lệch không qua 3 mm  Kết quả về mức độ thống nhất kết quả siêu âm như sau: Kappa (ĐKLĐ) = 1 Kappa (CDXĐ) = 0,98 Kappa (ĐKNB) = 0,97 Kappa (ĐKTSB) = 0,97 Sản phụ được theo dõi đến khi sanh. Ngay sau sanh, trẻ sơ sinh được làm rốn và cân bởi một cân đúng tiêu chuẩn tại phòng sanh bệnh viện. Các bước lấy mẫu và thu thập thông tin được thực hiện đồng thời, không gây cản trở và ảnh hưởng lên qui trình khám, nhận và theo dõi bệnh tại phòng sanh. Bảng thu thập số liệu sẽ được kiểm tra về mức độ hoàn tất và mức độ chính xác. Nếu không đầy đủ chúng tôi sẽ kiểm tra lại theo bệnh án v à bổ sung. Nếu trong hồ sơ nghiên cứu thiếu những chi tiết (biến số) quan trọng, hồ sơ đó sẽ bị loại ra khỏi lô nghiên cứu. KẾT QUẢ và BÀN LUẬN
Thời gian nghiên cứu kéo dài khoảng 5 tháng, từ tháng 3 năm 2009 đến tháng 8 năm 2009, tại khoa sanh bệnh viện nhân dân Gia Định. Trong thời gian n ày, có 5317 sản phụ đến sanh tại đây. Chúng tôi thu thập được 500 trường hợp thỏa theo tiêu chí chọn mẫu, loại khỏi mẫu nghiên cứu 28 trường hợp. Cỡ mẫu chính thức là 472 trường hợp. Trong đó, cỡ mẫu sử dụng cho mục tiêu chính là 418 trường hợp, cỡ mẫu sử dụng cho mục tiêu phụ là 54 trường hợp. Bảng 2. Đặc điểm chung của nhóm nghiên cứu Đặc điểm Tần suất (n = 418) Tỉ lệ (%) 16 3,8 Nhóm tuổi mẹ Tuổi ≤ 19 367 87,8 Tuổi 20-34 35 8,4 Tuổi ≥ 35 142 34,0 Nghề nghiệp Nội trợ 65 15,5 Lao động trí óc 211 50,5
Lao động chân tay 45 10,8 Trình độ học vấn Cấp 1 308 73,6 Cấp 2 - Cấp 3 65 15,6 Trên cấp 3 376 90,0 Tuổi thai 37 – 40 tuần 42 10,0 > 40 tuần 407 97,4 TLLS của bé 2500 – 4000g 11 2,6 > 4000g Phân tích đơn biến Bảng 3. Liên quan giữa giới tính bé và TLTLS
Giới tính bé Sai lệch trung bình (g) t CN trung bình ± SD (g) P* Nam 3239,72 ± 352,54 Nữ 3106,86 ± 333,44 132,86 3,95 0,00 * Kiểm định Independent Samples T Test. Không có sự khác biệt về phân bố tỉ lệ về giới tính bé của nhóm nghiên cứu (49% - 51%). Kết quả khảo sát cho thấy có sự khác biệt cân nặng trung b ình theo giới tính (p < 0,05), cân nặng trung bình của các bé trai cao hơn các bé gái. Bảng 4. Liên quan giữa tiền thai và TLLS Tiền thai Sai lệch trung bình (g) CN trung bình ± SD (g) t P* Con so 3145,11 ± 355,97 Con rạ 3245,11 ± 337,72 100 - 1,98 0,04 *Kiểm định Independent Samples T Test
Cân nặng trung bình của các bé nhóm con rạ cao hơn nhóm con so có ý nghĩa thống kê ( P
ĐKTSB Y = 67,8ĐKTSB – 3936,25 0,85 CVB Y = 22,55CVB – 4142,25 0,86 Bảng 6. Tương quan giữa các biến số độc lập, định lượng Theo kết quả thống kê phân tích cho thấy, mức độ tương quan giữa các biến số khảo sát ở mức trung bình đến mức rất mạnh (0,31 – 0,99), các mối tương quan có ý nghĩa thống kê (p < 0,05). Hai biến số ĐKNB, ĐKTSB, CVB có mối tương quan gần như hoàn hảo (0,98 – 0,99), nếu đưa vào xây dựng PTHQ sẽ gây ra hiện tượng đa cộng tuyến. Trong đó, CVB có t ương quan cao nhất với TLT (0,93). Vì vậy,
chúng tôi quyết định chọn CVB và các biến VB, BCTC, ĐKLĐ, CDXĐ để đưa vào xây dựng PTHQ đa biến. Phân tích đa biến Sau khi khảo sát mối tương quan của các biến số đo đạc trên lâm sàng và siêu âm cũng như độ phù hợp của các phương trình hồi quy đơn biến với tập dữ liệu, những biến số có hệ số tương quan với mức độ mạnh (R2≥ 0,25) được chọn lựa để đưa vào xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính đa biến theo phương pháp chọn từng bước (Stepwise), bao gồm VB, BCTC, ĐKLĐ, CDXĐ, CVB và tiền thai. Các biến số rời như tiền thai và giới tính (GT) có tương quan có ý nghĩa với TLT nên cũng được đưa vào phân tích đa biến. Sau khi phân tích đa biến, chúng tôi có được 5 phương trình ước lượng TLT theo bảng 7. Bảng 7. Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến ước lượng TLT PTHQ* HSTQ R Y1 = 22,55CVB – 4142,25 0,930 Y2 = 21,05BCTC + 21,1CVB – 4339,1 0,933
Y3 = 10,61ĐKLĐ + 20,31CVB + 19,61BCTC – 5000,43 0,935 Y4 = 10,26ĐKLĐ + 20,08CVB + 20,38BCTC – 39,48GT** – 4900,7 0,937 Y5 = 9,2ĐKLĐ + 19,87CVB + 16,36BCTC + 3,52VB – 43,77GT** – 4933,95 0,938 *Phân tích hồi quy tuyến tính theo phương pháp Stepwise **GT = 0 đối với bé trai, GT =1 đối với bé gái Phương trình chọn lựa Sau khi các phương trình hồi quy tuyến tính đa biến đã được thành lập, chúng tôi chọn lựa phương trình tốt nhất dựa theo các tiêu chí sau: Chính xác: thể hiện qua hệ số xác định R2, cho biết độ phù hợp của phương  trình với dữ liệu mẫu và có sai lệch trung bình thấp. Đơn giản và phù hợp thực hành lâm sàng: phương trình càng có ít biến số  càng tốt, các biến số dễ đo đạc trên lâm sàng cũng như siêu âm trước sanh. Bước 2 của nghiên cứu là so sánh CT thành l ập với các CT Johnson, Mc Donald, Hadlock, Shepard để đánh giá độ chính xác của các CT thành lập.
Log10 BW = [-1.7492 + (0.166 X BPD) + (0.046 X AC) – (0.002 Shepard 1982 X 1000 Log10 BW = 1.335 – (0.0034 XAC X FL) + (0.0316 X BPD) Hadlock II 1985 (0.1623 X FL) Chúng tôi khảo sát thêm 54 đối tượng cùng đặc điểm với nhóm đối tượng nghiên cứu. Bảng 8. So sánh TLT ước lượng bởi CT lâm sàng và siêu âm với TLT lúc sanh (n=54) Sai lệch trung bình (g) CT GTTB (g) t P* (KTC Hadlock 3043,11 189,29 -8,21 0,00 Shepard 3029,42 202,98 -16,5 0,00 Johnson 2922,04 310,37 -9,45 0,00
Mc Donald 3157,40 75,00 -1,87 0,02 CT (1) 3268,23 35,81 -2,10 0,04 CT (2) 3250,51 18,10 -1,10 0,28 CT (3) 3267,19 34,79 -2,19 0,03 CT (4) 3265,64 33,23 -2,10 0,04 CT (5) 3269,02 36,60 -2,29 0,03 *Kiểm định Paired Samples T Test Bảng 9. Tương quan giữa TLT ước lượng bởi các CT và TLT lúc sanh (n = 54) Hệ số R2 Biến số HSTQ P* Johnson 0,66 0,43 0,00
Mc Donald 0,69 0,47 0,00 Hadlock 0,90 0,81 0,00 Shepard 0,95 0,90 0,00 CT (1) 0,95 0,88 0,00 CT (2) 0,95 0,90 0,00 CT (3) 0,96 0,92 0,00 CT (4) 0,96 0,92 0,00 CT (5) 0,96 0,92 0,00 *Kiểm định t-Student Theo kết quả phân tích đa biến, TLT ước lượng bởi CT (2) phù hợp đến 90% nhóm nghiên cứu. Hơn nữa, không có sự khác biệt có ý nghĩa khi so sánh TLT ước lượng với TLT thật sự của trẻ lúc sanh. Sai lệch trung bình giữa TLT thật sự