Thesis
Reference
La précision diagnostique de la pelvimétrie externe et de la taille maternelle dans la prédiction e la dystocie chez les nullipares : une
étude au Cameroun
ROZENHOLC, Alexandre
Abstract
Dans nombreux pays en voie de développement la plupart des femmes accouchent à la maison, ou dans des centres sanitaires sans capacité chirurgicale. Détecter, avant le travail, les femmes à risque de dystocie et les référer à un hôpital de district pour l'accouchement est une des stratégies visant à réduire la morbidité et la mortalité maternelle et périnatale. Notre objectif a été d'évaluer la prédiction de la dystocie par la combinaison de la taille maternelle avec la pelvimétrie externe. Nous avons mené une étude prospective de cohorte à Yaoundé, Cameroun. Nous avons inclus 807 nullipares ayant accouché à terme d'un foetus unique en présentation céphalique. La constatation à la consultation prénatale d'une taille maternelle inférieure au 5ème percentile ou d'un diamètre transverse de Michaelis inférieur au 10ème percentile permet de détecter et référer, avant le travail, plus de la moitié des nullipares qui présenteront une dystocie lors de l'accouchement.
ROZENHOLC, Alexandre. La précision diagnostique de la pelvimétrie externe et de la taille maternelle dans la prédiction e la dystocie chez les nullipares : une étude au Cameroun. Thèse de doctorat : Univ. Genève, 2008, no. Méd. 10543
URN : urn:nbn:ch:unige-6969
DOI : 10.13097/archive-ouverte/unige:696
Available at:
http://archive-ouverte.unige.ch/unige:696
TABLE DES MATIERES
• Résumé, page 2
• Introduction générale, pages 3 à 6
• Tiré à part de la publication originale, en format A4, pages 7 à 26
• Figures 1 et 2, pages 27 et 28
• Commentaires en réponse aux commentaires des lecteurs, pages 29 à 38
RESUME
Dans de nombreux pays en voie de développement la plupart des femmes accouchent à la maison, ou dans des centres sanitaires sans capacité chirurgicale. Détecter, avant le travail, les femmes à risque de dystocie et les référer à un hôpital de district pour l’accouchement est une des stratégies visant à réduire la morbidité et la mortalité maternelle et périnatale.
Notre objectif a été d’évaluer la prédiction de la dystocie par la combinaison de la taille maternelle avec la pelvimétrie externe. Nous avons mené une étude prospective de cohorte à Yaoundé, Cameroun. Nous avons inclus 807 nullipares ayant accouché à terme d’un fœtus unique en présentation céphalique. La constatation à la consultation prénatale d’une taille maternelle inférieure au 5ème percentile ou d’un diamètre transverse de Michaelis inférieur au 10ème percentile permet de détecter et référer, avant le travail, plus de la moitié des nullipares qui présenteront une dystocie lors de l’accouchement.
INTRODUCTION GENERALE
La disproportion foeto-pelvienne décrit une disproportion entre la taille de la présentation fœtale et la capacité pelvienne maternelle. Ceci survient en cas de taille fœtale excessive ou de capacité pelvienne maternelle réduite, ou plus couramment, de combinaison relative des deux composants. La mécanique et la dynamique du travail ne sont pas sans rapport, de sorte qu’en cas de disproportion foeto-pelvienne, on observe également une irrégularité des contractions utérines et une fréquence importante de présentation fœtale défavorable, par exemple une présentation céphalique postérieure. Pour cette raison, l’on préfère parler de dystocie (du grec : travail difficile), car le terme de disproportion foeto-pelvienne ne décrit que l’aspect mécanique, ce qui ne rend pas compte de l’ensemble de la situation clinique.
La dystocie se manifeste, lors du travail d’accouchement, par une progression insuffisante à la fois de la dilatation du col et de la descente de la présentation fœtale au travers du bassin maternel. Certaines études n’incluent dans la définition de la dystocie que les cas de césarienne pour dystocie, alors que d’autres incluent également d’autres situations évoquant une dystocie, par exemple un accouchement par forceps après un travail prolongé. Ceci explique les variations dans la proportion d’accouchements compliqués de dystocie rapportées dans la littérature, de 4 à 22%
dans les pays en voie de développement.
La dystocie peut être à l’origine de morbidité et de mortalité fœtale et maternelle. Il s’agit notamment de décès périnatal et de lésions cérébrales chez le nouveau-né. Du côté maternel, le travail prolongé peut être suivi d’une hémorragie due à une atonie ou une rupture utérines, d’une septicémie associée à une rupture prolongée des membranes et de fistules génitales. Ce sont les conséquences d’une dystocie qui
voie de développement, où la dystocie est responsable d’un tiers de la mortalité maternelle. Les autres causes principales de mortalité maternelle sont l’hémorragie ou la septicémie sans rapport avec la dystocie, l’éclampsie et l’avortement clandestin. On dénombre environ 500'000 morts maternelles annuelles dans le monde, dont 99 % dans les pays en voie de développement. Dans certains de ces pays, la mortalité maternelle est 100 fois et la mortalité périnatale est 10 fois plus élevée que dans les pays les plus développés.
Ces écarts sont, en grande partie, à mettre sur le compte de la difficulté d’accès aux hôpitaux de district. Ces hôpitaux sont équipés pour pratiquer une intervention obstétricale, césarienne, forceps ou ventouse, en cas de dystocie et pour assurer la réanimation néonatale. Or, dans les pays en voie de développement, la plupart des femmes accouchent à la maison ou dans des centres de santé peu équipés. Afin de réduire la morbidité et la mortalité maternelle et périnatale, il est donc déterminant de dépister efficacement, avant le travail, les femmes à risque de dystocie, et les référer pour l’accouchement à des hôpitaux de district. Les femmes ayant des antécédents obstétricaux défavorables, par exemple un antécédent de mort périnatale associée à un travail prolongé, devraient être systématiquement référées à un hôpital de district pour l’accouchement suivant. A l’inverse, une femme ayant déjà accouché par voie basse sans complication présente un risque réduit de dystocie pour l’accouchement suivant. Le dépistage en question concerne donc principalement les nullipares.
Il n’existe pas d’outil parfait à cette fin. Les méthodes radiologiques, pelvimétrie radiographique, au scanner ou par résonance magnétique, ne sont pas recommandées du fait de leur faible sensibilité et spécificité. L’association de ces mesures avec l’évaluation échographique du poids fœtal s’est également révélée
inefficace. Toutes ces méthodes ne sont de toute façon pas disponibles dans les régions reculées où le dépistage serait le plus utile.
La taille maternelle est associée à la survenue d’une dystocie : un seuil fixé au 5ème percentile, qui correspond à 150 cm pour de nombreuses populations à travers le monde, présente une sensibilité de 21% et une spécificité de 95%. En dépit de cette faible sensibilité et à défaut d’un meilleur outil, la taille maternelle est utilisée pour dépister la dystocie dans de nombreux centres de santé dans les pays en voie de développement.
D’autres mesures anthropométriques, telles que la pelvimétrie interne (détermination des diamètres pelviens par le toucher vaginal), la taille de la chaussure et la hauteur du fond utérin ont une capacité prédictive inférieure à celle de la taille maternelle.
Leur combinaison avec la taille maternelle est également de peu d’utilité.
La pelvimétrie externe est la mesure des diamètres pelviens déterminés par leurs extrémités repérées en regard de la peau : les grands trochanters, la symphyse pubienne, l’apophyse épineuse de la cinquième vertèbre lombaire, les fossettes en regard des articulations sacro-iliaques. On mesure ainsi les diamètres intertrochantérique et antéropostérieur (figure 1), au moyen d’un compas gradué en centimètres conçu à cet effet, le pelvimètre de Breisky. On mesure le diamètre transverse du losange de Michaelis (figure 1), délimité par les fossettes en regard des articulations sacro-iliaques, celui-ci au moyen d’un simple mètre-ruban.
Peu d’études ont évalué la pelvimétrie externe; une étude, menée au Congo a montré que l’ajout à la taille maternelle de la mesure du diamètre transverse du losange de Michaelis permettait d’augmenter la sensibilité de la prédiction de la dystocie de 21% à 52%.
Notre objectif principal a donc été d’évaluer, dans une autre population, la prédiction de la dystocie par la combinaison de la taille maternelle avec la mesure du diamètre transverse du losange de Michaelis. Pour ce faire, nous avons mené une étude prospective de cohorte au Cameroun, rapportée dans l’article ci-après.
Les mesures anthropométriques étaient réalisées à l’occasion d’une consultation prénatale et n’étaient pas connues du personnel responsable de l’accouchement. La dystocie a été définie comme : une césarienne pour dystocie, un accouchement par forceps ou ventouse après un travail prolongé, ou l’accouchement spontané, après un travail prolongé, d’un enfant mort durant le travail. Après l’accouchement, la prédiction de la dystocie par ces mesures, prises séparément et en combinaison a été évaluée.
Nous avons confirmé que la combinaison de la taille maternelle et du diamètre transverse du losange de Michaelis permettait de détecter, avant le travail, plus de la moitié des cas de dystocie chez les nullipares.
Cette méthode de dépistage simple et bon marché pourrait être utilisée dans les centres de santé sans capacité chirurgicale. Ceci permettrait de référer les femmes à risque de dystocie, pour qu’elles accouchent dans un hôpital de district. Ces femmes pourraient ainsi bénéficier d’une épreuve de travail dans des conditions de sécurité satisfaisantes. Le dépistage de la dystocie présente un intérêt moindre dans les pays développés, où une césarienne peut être pratiquée dans toute maternité.
The diagnostic accuracy of external pelvimetry and maternal height to predict dystocia in nulliparous women: a study in Cameroon
Alexandre T. Rozenholc 1 Simon N. Ako 2
Robert J. Leke 2
Michel Boulvain 1
1 Unité de Développement en Obstétrique, Dpt of Gynecology and Obstetrics, University Hospital, Geneva, Switzerland
2 Maternité principale, Hôpital Central, Yaoundé, Cameroon
Corresponding author:
Alexandre Rozenholc, Unité de Développement en Obstétrique, Dpt of Gynecology and Obstetrics, University Hospital, Bd de la Cluse 32, Geneva 14 - CH 1211 SWITZERLAND.
E-mail address: alexrozenholc@yahoo.com
Short title: Pelvimetry and height to predict dystocia
Abstract
Objective: In many developing countries, most women deliver at home or in facilities without operative capability. Identification before labour of women at risk of dystocia and timely referral to a district hospital for delivery is one strategy to reduce maternal and perinatal mortality and morbidity. Our objective was to assess the prediction of dystocia by the combination of maternal height with external pelvimetry, and with foot length and symphysis-fundus height.
Design: A prospective cohort study.
Setting: Three maternity units in Yaoundé, Cameroon.
Population: 807 consecutive nulliparous women at term who completed a trial of labour and delivered a single foetus in vertex presentation.
Methods: Anthropometric measurements were recorded at the antenatal visit by a researcher and concealed from the staff managing labour. After delivery, the accuracy of individual and combined measurements in the prediction of dystocia was analysed.
Main outcome measure: Dystocia, defined as: caesarean section for dystocia;
vacuum or forceps delivery after a prolonged labour (>12 hours); or spontaneous delivery after a prolonged labour associated with intrapartum death.
Results: Ninety-eight women (12.1%) had dystocia. The combination of a maternal height less than or equal to the 5th percentile or a transverse diagonal of the Michaelis sacral rhomboid area less than or equal to the 10th percentile resulted in a sensitivity of 53.1% (95% CI 42.7-63.2), a specificity of 92.0% (95% CI 89.7-93.9), a
positive predictive value of 47.7% (95% CI 38.0-57.5) and a positive likelihood ratio of 6.6 (95% CI 4.8-9.0), with 13.5% of all women presumed to be at risk. Other combinations resulted in inferior prediction.
Conclusion: The combination of the maternal height with the transverse diagonal of the Michaelis sacral rhomboid area could identify, before labour, more than half of the cases of dystocia in nulliparous women.
Keywords: dystocia, cephalopelvic disproportion, pelvimetry, height, sensitivity, specificity.
Introduction
Maternal and perinatal mortality are very high in developing countries. The worst figures show a maternal mortality 100 times1 and a perinatal mortality 10 times2 those of developed countries. Dystocia is the underlying cause of about one third of maternal deaths, the immediate cause being haemorrhage due to uterine rupture or atony following prolonged labour, or sepsis following prolonged rupture of membranes.3 Dystocia can also lead to severe maternal morbidity (e.g. genital fistula), perinatal death, or severe morbidity in the neonate (e.g. cerebral damage).4,5 Access to district hospitals to perform obstetrical interventions when needed is essential to reduce maternal and perinatal mortality.6 Caesarean section can be life- saving for both the mother and the infant in case of severe dystocia. As caesarean section can not be performed in peripheral health centres, it is crucial to identify women at risk of dystocia before labour, and to refer them for delivery in district hospitals. This concerns mainly nulliparous women, as in multiparous women, the best predictor of dystocia is poor obstetrical history.7,8
Maternal height has been shown to be associated with dystocia.9 This measurement is routinely used in most antenatal clinics, despite a limited prediction. Symphysis- fundus height,10 shoe size11,12 and clinical internal pelvimetry13,14 result in a prediction inferior to that of maternal height.
Some authors reported that external pelvimetry has a limited value to identify women at risk of dystocia.15,16 In contrast, Liselele et al. showed that the addition of the measurement of the transverse diagonal of the Michaelis sacral rhomboid area (in short the Michaelis transverse, Figure 1) to the maternal height could increase the
sensitivity in predicting dystocia from 21% to 52%, with a positive predictive value of 24%.17
Our primary objective was to assess the accuracy of external pelvimetry (specifically the addition of the measurement of the Michaelis transverse to the maternal height) in the prediction of dystocia in a different population. Our secondary objective was to compare combinations of maternal height with other external pelvic measurements, with the foot length and the symphysis-fundus height, in order to identify nulliparous women at risk of dystocia.
Methods
Data were collected in one peripheral urban and the two referral maternity units of Yaoundé, the capital of Cameroon. All centres offered antenatal and delivery care, including caesarean section. Consecutive nulliparous women presenting at the antenatal clinics for a third trimester visit were included. A few women with an obviously abnormal pelvis and women with twin pregnancy were not included (exact number not recorded).
One research assistant (doctor or midwife) was trained to perform the measurements in each centre. Maternal height, pelvic and foot length measurements were performed at the antenatal visit. Foot gauges were specially designed, fixing a measuring tape on a wooden plank. Pelvic measurements consisted of the antero- posterior diameter (also named Baudelocque or external conjugate), the intertrochanteric diameter and the Michaelis transverse (Fig.1). The Michaelis
transverse is defined by the distance between the two visible depressions in the skin overfacing the sacro-iliac joints.
The antero-posterior and intertrochanteric diameters were measured using a Breisky pelvimeter, while the Michaelis transverse was measured using a tape measure. All measurements were recorded to the nearest 0.5 cm interval. Results were kept in a closed envelope attached to the antenatal file to allow collection after delivery. These measurements were not available to the clinician in charge of the delivery and thus were not used for decision making during labour. Moreover, the research assistants who performed the measurements were not involved in the delivery. Symphysis- fundus height and abdominal circumference were measured in the last 426 included women, at the admission for labour.
Information on mode of delivery and outcome was obtained from the delivery room register. Exclusion criteria at delivery were non-vertex presentation, birthweight less than 2500g, elective caesarean section and caesarean section for reasons other than dystocia.
Dystocia was defined as: caesarean section for dystocia, as assessed by the clinician in charge based on the partograph; vacuum or forceps delivery after a prolonged labour (more than 12 hours) or spontaneous delivery after a prolonged labour associated with intrapartum death.
During the first phase of the study, data were collected in the three centres, while during the second phase data were collected only in one centre. During the first phase, the antenatal measurements were performed by several observers trained to perform the measurements by the principal investigator (A.R.) (phase 1, 467 women included), while during the second phase, the antenatal measurements were
performed by a single observer who did not participate in this training (phase 2, 340 women included).
Means were compared using the T-test. Cut-off values for all the measurements were defined as the values closest to the 5th and 10th percentiles of our population.
These cut-offs were chosen according to the results of the study by Liselele.17 Sensitivity, specificity, positive predictive value and the positive likelihood ratio (sensitivity divided by (1-specificity)) with their 95% confidence intervals (CI) were calculated using these thresholds. Various combinations of maternal height with pelvic, foot length and symphysis-fundus height measurements were assessed. As an example, in the combination of the maternal height with the Michaelis transverse, women at risk were either those with a maternal height inferior or equal to the cut-off, or those with a Michaelis transverse inferior or equal to the cut-off. The prediction of dystocia by the different measurements and combinations was compared when one or several observers performed the measurements. Data management and analysis were performed using EpiInfo version 6 (CDC, Atlanta, GA) and Medcalc version 7.4 (MedCalc software, Mariakerke, Belgium).
Assuming a prevalence of dystocia of 10% and a proportion of positive test results of 10%, we calculated that a sample size of 610 to 960 women was needed to obtain a precision of +/- 10% in the evaluation of sensitivity and predictive value of the test ranging between 20 and 80%.
All participants gave oral informed consent. The study protocol was approved by the ethics committee of the Yaoundé University and by the authorities of the hospitals involved in the study.
Results
Between March 2002 and April 2004, we included 893 women at the antenatal clinics. After delivery, 86 women were excluded for: non-vertex presentation (n=22);
birthweight less than 2500g (n=38); elective caesarean section (n=2); and caesarean section for reasons other than dystocia (n=24). Thus, the analysis included 807 nulliparous women who completed a trial of labour and delivered a single foetus in vertex presentation weighing at least 2500g (Fig. 2).
The proportion of deliveries complicated by dystocia was 12.1% (98/807). There were 7.7% (62/807) caesarean section for dystocia, 2.1% (17/807) vacuum or forceps after a prolonged labour and 2.3% (19/807) spontaneous deliveries after a prolonged labour associated with intrapartum death. Overall, there were 62 perinatal deaths (77 per 1000 births), of which 40 were associated with dystocia.
Maternal height, all pelvic measurements and foot length were smaller in the dystocia group than in the normal delivery group. Conversely, symphysis-fundus height and birthweight were higher in the dystocia group. Abdominal circumference was similar in the two groups (Table 1).
There was no significant difference in the distribution of maternal height between women included during phase 1 (measurements performed by several observers) or phase 2 (measurements performed by a single observer). The 5th percentile was 150 centimetres and the 10th percentile was 153 centimetres. In contrast, there was a significant difference in the distribution of the other measurements. The values, in centimetres, corresponding to the 10th percentile in phase 1 and phase 2 were, respectively: Michaelis transverse 9.0 and 10.0; intertrochanteric diameter 20.0 and
23.0; antero-posterior diameter 18.0 and 17.0; and foot length 20.5 and 19.5. The different values corresponding to the tenth percentile in each phase were used in the overall analysis. Therefore, cut-offs are reported as percentiles instead of centimetres.
Maternal height and the Michaelis transverse had the highest sensitivity, specificity, positive predictive value and positive likelihood ratio (Table 2). The intertrochanteric diameter, the antero-posterior diameter, the foot length and symphysis-fundus height did not predict as well. The combination of a maternal height less than or equal to the 5th percentile or a Michaelis transverse less than or equal to the 10th percentile resulted in the best sensitivity, specificity, positive predictive value and positive likelihood ratio (Table 3). The addition of a symphysis-fundus height superior or equal to the 90th percentile to the above combination increased the sensitivity, at the cost of an increased proportion of women presumed to be at risk.
The prediction of perinatal death associated with dystocia by the combination of maternal height with the Michaelis transverse (sensitivity of 55.0% and specificity of 88.7%) was similar to the prediction of all cases of dystocia.
The prediction by all individual and combined measurements was within the same range in the two phases of the study (Table 4).
Discussion
This study confirms that the combination of the measurements of the maternal height with the transverse diagonal of the Michaelis sacral rhomboid area is a valuable method to screen nulliparous women during pregnancy for the occurrence of dystocia at delivery.
The proportion of dystocia was 12.1%, within the range of 4.0% to 22.0% reported in sub-Saharan Africa.8,18-21 The proportion of caesarean section for dystocia was 7.7%, within the range of 1.5 to 8.5% reported in the same countries.22 The present work considered not only caesarean section, but other outcomes of labour likely associated with dystocia and focused on nulliparous women. These two factors contributed to a relatively high percentage of dystocia. The proportion of perinatal death among all deliveries and the fraction due to dystocia were comparable to those usually reported in sub-Saharan Africa.4,8
A meta-analysis of the value of maternal height as a risk factor for dystocia showed the 5th percentile to have a sensitivity of 21.0%, a specificity of 95% and a positive likelihood ratio of 4.2.9 The prediction by the maternal height obtained in our study was slightly higher. In our setting, clinicians may have had a tendency to diagnose dystocia excessively when caring for short women.
The prediction by the Michaelis transverse that we found was very close to that by Liselele, who reported a sensitivity of 42.9%, a specificity of 91.1% and a positive likelihood ratio of 4.8 for the 10th percentile.17 Likewise, the sensitivity, specificity and likelihood ratio of the combination of a maternal height less than or equal to the 5th percentile or a Michaelis transverse less than or equal to the 10th percentile obtained
here were similar to those obtained by Liselele (respectively 52.4%, 87.0% and 4.0).
The positive predictive value was higher in our study, because of a higher percentage of dystocia and possibly because of the overestimation of the positive predictive value of the maternal height. The high specificity would result in a limited percentage of unnecessary referrals, minimizing the burden on district hospitals.
Significant variations in the distribution of the Michaelis transverse measurement between phase 1 and 2 questions the reproducibility of this measurement.
Agreement was not evaluated in this study. Nevertheless, this measurement had similar prediction when performed by several observers or by a single observer, provided that the cut-off was determined as a percentile of the distribution in each phase, instead of a single value in centimetres in the whole population. The observers performing the measurements during phase 1 were instructed to measure the distance between the middle points of the two depressions defining the Michaelis transverse. During phase 2, the observer, who was not instructed specifically, measured the distance between the lateral edges of the depression. This difference in the measurement technique likely corresponds to the overestimation noticed during phase 2. This emphasizes the need for standardization of the measurement technique, which would allow the determination of a single cut-off for a population measured by several observers, as in phase 1.
The measurements of the intertrochanteric and antero-posterior diameters, and the foot length either separately or in any combination did not result in improved prediction. The symphysis-fundus height, which was the only measurement related to the fetal component of dystocia, was also unhelpful.
The value in centimetre corresponding to the 10 percentile of the Michaelis transverse in phase 1 was the same in our population than in the study by Liselele in Zaire.17 This suggested that, as for maternal height (less than or equal to 150 cm), a cut-off for the Michaelis transverse (less than or equal to 9.0 cm) may be applicable in different populations.
The size of the Michaelis transverse is associated with the transverse pelvic capacity.
Among black women, the proportion of anthropoid pelvises, characterised by a reduction in the pelvic transverse diameters, is twice that in white women.23 Therefore, in black women, the transverse pelvic capacity may be more critical during labour, and the Michaelis transverse may be more associated with dystocia than in white women. Anyhow, most white women live in the Western world where caesarean section during labour is readily available, limiting the interest of screening for dystocia. In Chinese women, the proportion of anthropoid pelvises is intermediate between white and black women,24 and this method could be useful.
The effects of the implementation of this screening method should be evaluated in a randomised controlled trial.
Conclusion
This simple antenatal screening method could be implemented in centres without operative capability, for timely referral of women at risk, for delivery in district hospitals. It must be underlined that all referred women should be allowed a trial of labour, as this is a screening and not a diagnostic test.
Acknowledgments: We thank Prof. Fritz Baumann, for his help throughout the study and Prof. Guillaume Atchou for his support during the visits in Cameroon.
Funding: Fondation Suisse pour la Santé Mondiale, Thônex, Switzerland.
References
1. AbouZahr C, Wardlaw T. Maternal mortality in 2000: estimates developed by WHO, UNICEF and UNFPA. Geneva: World health Organization, 2004.
[http://www.who.int/reproductivehealth/publications/maternal_mortality_2000/]
2. Lawn JE, Cousens S, Zupan J. 4 million neonatal deaths: when? Where?
Why? Lancet 2005;365(9462):891-900.
3. Hartfield VJ. Maternal mortality in Nigeria compared with earlier international experience. Int J Gynaecol Obstet 1980;18(1):70-5.
4. Mati JK, Aggarwal VP, Sanghvi HC, Lucas S, Corkhill R. The Nairobi birth survey. IV. Early perinatal mortality rate. J Obstet Gynaecol East Cent Africa 1983;2(1):129-33.
5. Tsu VD. Maternal height and age: risk factors for cephalopelvic disproportion in Zimbabwe. Int J Epidemiol 1992;21(5):941-6.
6. Thaddeus S, Maine D. Too far to walk: maternal mortality in context. Soc Sci Med 1994;38(8):1091-110.
7. The Kasongo Project Team. Antenatal screening for fetopelvic dystocias. A cost-effectiveness approach to the choice of simple indicators for use by auxiliary personnel. J Trop Med Hyg 1984;87(4):173-83.
8. Harrison KA. Child-bearing, health and social priorities: a survey of 22 774 consecutive hospital births in Zaria, Northern Nigeria. Br J Obstet Gynaecol 1985;92 Suppl 5:1-119.
9. Dujardin B, Van Cutsem R, Lambrechts T. The value of maternal height as a risk factor of dystocia: a meta-analysis. Trop Med Int Health 1996;1(4):510-21.
10. Hughes AB, Jenkins DA, Newcombe RG, Pearson JF. Symphysis-fundus height, maternal height, labour pattern, and mode of delivery. Am J Obstet Gynecol 1987;156(3):644-8.
11. Mahmood TA, Campbell DM, Wilson AW. Maternal height, shoe size, and outcome of labour in white primigravidas: a prospective anthropometric study.
Bmj 1988;297(6647):515-7.
12. Frame S, Moore J, Peters A, Hall D. Maternal height and shoe size as predictors of pelvic disproportion: an assessment. Br J Obstet Gynaecol 1985;92(12):1239-45.
13. Suonio S, Saarikoski S, Raty E, Vohlonen I. Clinical assessment of the pelvic cavity and outlet. Arch Gynecol 1986;239(1):11-6.
14. Adinma JI, Agbai AO, Anolue FC. Relevance of clinical pelvimetry to obstetric practice in developing countries. West Afr J Med 1997;16(1):40-3.
15. Burgess HA. Anthropometric measures as a predictor of cephalopelvic disproportion. Trop Doct 1997;27(3):135-8.
16. Hanzal E, Kainz C, Hoffmann G, Deutinger J. An analysis of the prediction of cephalopelvic disproportion. Arch Gynecol Obstet 1993;253(4):161-6.
17. Liselele HB, Boulvain M, Tshibangu KC, Meuris S. Maternal height and external pelvimetry to predict cephalopelvic disproportion in nulliparous African
18. Kwawukume EY, Ghosh TS, Wilson JB. Maternal height as a predictor of vaginal delivery. Int J Gynaecol Obstet 1993;41(1):27-30.
19. Ould El Joud D, Bouvier-Colle MH. Dystocia: a study of its frequency and risk factors in seven cities of west Africa. Int J Gynaecol Obstet 2001;74(2):171-8.
20. Sokal D, Sawadogo L, Adjibade A. Short stature and cephalopelvic disproportion in Burkina Faso, West Africa. Operations Research Team. Int J Gynaecol Obstet 1991;35(4):347-50.
21. van Roosmalen J, Brand R. Maternal height and the outcome of labour in rural Tanzania. Int J Gynaecol Obstet 1992;37(3):169-77.
22. Dumont A, de Bernis L, Bouvier-Colle MH, Breart G. Caesarean section rate for maternal indication in sub-Saharan Africa: a systematic review. Lancet 2001;358(9290):1328-33.
23. Torpin R. Roentgenpelvimetric measurements of 3,604 female pelves, white, Negro, and Mexican, compared with direct measurements of Todd anatomic collection. Am J Obstet Gynecol. 1951 Aug;62(2):279-93.
24. Chen HY, Chen YP, Lee LS, Huang SC. Pelvimetry of Chinese females with special reference to pelvic type and maternal height. Int Surg. 1982 Jan- Mar;67(1):57-62
Table 1. Comparison of maternal characteristics and birthweight between groups. All measurements in centimetres, except birthweight in grams. Values are given as means (SD)
Variables Normal delivery
(n = 709)
Dystocia (n = 98)
P value*
Height 162.2 (5.7) 155.4 (6.3) < 0.001
Michaelis transverse 10.9 (1.1) 10.1 (1.6) < 0.001 Intertrochanteric diameter 25.1 (2.9) 23.9 (2.9) < 0.001 Antero-posterior diameter 21.2 (3.4) 19.4 (2.3) < 0.001
Foot length 22.9 (2.4) 21.4 (2.0) < 0.001
Symphysis-fundus height† 33.5 (2.7) 34.9 (2.9) < 0.001 Abdominal circumference† 94.5 (5.9) 94.5 (5.2) 0.997
Birthweight 3173 (404) 3463 (400) < 0.001
* Computed by T-test
† Measurements were performed in 426 women.
Table 2. Prediction of dystocia by maternal height, external pelvimetry, foot length and symphysis-fundus height: univariate
analysis. Values are given as % (95% confidence interval)
Sensitivity Specificity Positive
predictive value
Positive
likelihood ratio Height ≤ 5th percentile 28.6 (19.9-38.6) 98.4 (97.2-99.2) 71.8 (55.1-85.0) 18.4 (9.6-35.3)
Michaelis transverse ≤ 10th percentile 45.9 (35.8-56.3) 92.7 (90.5-94.5) 46.4 (36.2-56.8) 6.3 (4.4-8.7)
Intertrochanteric diameter ≤ 10th percentile 26.5 (18.1-36.4) 88.9 (86.3-91.1) 24.8 (16.9-34.1) 2.4 (1.6-3.5)
Antero-posterior diameter ≤ 10th percentile 16.3 (9.6-25.2) 88.7 (86.1-90.9) 16.7 (9.8-25.6) 1.4 (0.9-2.3)
Foot length ≤ 10th percentile 24.5 (16.4-34.2) 92.1 (89.9-94.0) 30.0 (20.3-41.3) 3.1 (2.0-4.7)
Symphysis-fundus height ≥ 90th percentile 28.3 (17.4-41.4) 89.1 (85.4-92.1) 29.8 (18.4-43.4) 2.6 (1.6-4.2)
Table 3. Prediction of dystocia by combinations of maternal height with the Michaelis transverse, intertrochanteric diameter, foot
length and symphysis-fundus height. Values are given as % (95% confidence intervals)
Combinations Women at risk
Sensitivity Specificity Positive predictive value
Positive likelihood ratio Height ≤ 5th percentile or Michaelis transverse ≤ 10th percentile 13.5 53.1 (42.7-63.2) 92.0 (89.7-93.9) 47.7 (38.0-57.5) 6.6 (4.8-9.0)
Height ≤ 5th percentile or intertrochanteric diameter ≤ 10th percentile
16.6 46.9 (36.8-57.3) 87.6 (84.9-89.9) 34.3 (26.3-43.0) 3.8 (2.8-5.0)
Height ≤ 5th percentile or foot length ≤ 10th percentile 12.8 42.9 (32.9-53.2) 91.4 (89.1-93.4) 40.8 (31.2-50.9) 5.0 (3.5-6.9)
Height ≤ 5th percentile or symphysis-fundus height ≥ 90th percentile
11.6 43.9 (33.9-54.3) 92.8 (90.6-94.6) 45.7 (35.4-56.3) 6.1 (4.3-8.6)
Height ≤ 5th percentile or Michaelis transverse ≤ 10th percentile or symphysis-fundus height ≥ 90th percentile
19.7 64.3 (54.0-73.7) 86.5 (83.7-88.9) 39.6 (32.0-47.7) 4.7 (3.7-6.0)
Table 4. Comparison of prediction by measurements performed during phase 1 (several observers) or phase 2 (one observer).
Values are given as % (95% confidence intervals)
Sensitivity Specificity Positive predictive value Positive likelihood ratio
phase 1 phase 2 phase 1 phase 2 phase 1 phase 2 phase 1 phase 2
Height ≤ 5th percentile 35.4 (22.2-50.5)
22.0 (11.5-36.0)
98.1 (96.3-99.2)
99.0 (97.0-99.8)
68.0 (46.5-85.0)
78.6 (49.2-95.3)
18.5 (8.5-39.8)
21.3 (6.6-68.6)
Michaelis transverse ≤ 10th percentile
50.0 (35.2-64.8)
42.0 (28.2-56.8)
91.4 (88.3-93.9)
94.5 (91.2-96.8)
40.0 (27.6-53.5)
56.8 (39.5-72.9)
5.8 (3.8-8.7)
7.6 (4.3-13.4)
Height ≤ 5th percentile or Michaelis transverse ≤ 10th percentile
58.3 (43.2-72.4)
48.0 (33.7-62.6)
90.5 (87.2-93.1)
94.1 (90.8-96.5)
41.2 (29.4-53.8)
58.5 (42.1-73.7)
6.1 (4.1-8.8)
8.2 (4.7-14.0)
893 nulliparous women
Antenatal anthropometric measurements
Test positive†, n=109 Test negative‡, n=698
Excluded after delivery*
n= 86
807 completed trials of labour
Dystocia, n=52
No dystocia, n=57
Dystocia, n=46
No dystocia, n=652
*Excluded after delivery for: non-vertex presentation (n=22); birthweight less than 2500g (n=38); elective caesarean section (n=2); caesarean section for reasons other than dystocia (n=24).
† Test positive if maternal heigtht ≤ 5th percentile or Michaelis transverse ≤ 10th percentile
‡ Test negative if maternal heigtht > 5th percentile and Michaelis transverse > 10th percentile
COMPLEMENT D’INFORMATION CONCERNANT LES METHODES EN REPONSE AUX COMMENTAIRES DES LECTEURS
1) Expliquez comment la taille de l’échantillon a été déterminée.
La taille de l’échantillon a été déterminée afin d’obtenir une précision de +/- 10%
dans l’évaluation de la sensibilité et de la valeur prédictive positive (VPP). La formule classique [Z2*(p*(1-p))/D2] est disponible dans les logiciels d’épidémiologie, par exemple EpiInfo (module statcalc, version 6). Dans cette formule, Z = 1.96 si l’intervalle de confiance souhaité est à 95%, p est la proportion attendue (nous avons prévu une proportion – soit sensibilité ou VPP – comprise entre 20 et 80%) et D représente la valeur de la précision souhaitée (ici +/-10%, D = 0.1). On obtient ainsi un résultat de 61 à 96. En faisant l’hypothèse d’une prévalence de dystocie de 10%, il faut inclure 610 à 960 femmes pour atteindre la précision souhaitée dans l’estimation de la sensibilité. Le calcul est similaire pour la VPP, si 10% des tests sont positifs. Ceci figure dans l’article, à la section Méthodes.
2) Expliquez le changement de méthode de mesure entre les deux phases de l’étude. Quels enseignements retirer de ce changement ? Quelles sont les implications pour l’utilisation de cette mesure dans la routine des soins ? Dans un premier temps, le recrutement des patientes était effectué dans une maternité urbaine périphérique et dans les deux maternités de référence de Yaoundé. Dans chacun de ces centres, une sage-femme avait été formée par l’investigateur principal (A.R.) à la technique des mesures de pelvimétrie externe.
Pour des questions d’organisation, l’étude a été menée, dans un second temps, dans une seule de ces maternités. Une seule sage-femme effectuait alors les
mesures anthropométriques. Celle-ci n’avait pas été formée à la technique des mesures de pelvimétrie externe par l’investigateur principal, qui avait alors quitté le Cameroun, mais par notre collègue camerounais (S.A.). Nous avons constaté une différence significative dans la distribution de ces mesures, entre la première phase (plusieurs observateurs) et la seconde (un observateur). Par exemple, le 10ème percentile du diamètre transverse de Michaelis était de 9,0 cm dans la phase 1 et de 10,0 cm dans la phase 2. Dans l’étude semblable menée au Congo (réf. 17 de l’article), le 10ème percentile était de 9,0 cm, ce qui suggère que l’erreur systématique de mesure s’est produite ici en phase 2. L’observateur en question a effectivement pris comme repère les bords externes des fossettes définissant le diamètre transverse de Michaelis et non leur milieu. Cette différence dans la technique de mesure correspond vraisemblablement à la surestimation de 1 cm qui a été constatée.
Toutefois, la prédiction de la dystocie par cette mesure était similaire dans les deux phases, pour autant que le cut-off soit déterminé comme un percentile de la distribution de chaque phase et non comme la même valeur en centimètres appliquée aux deux phases.
Ceci souligne la nécessité de la standardisation de la mesure. Nous insistons sur ce point dans l’article, à la section Discussion et discutons de la reproductibilité plus loin.
3) Comment la fiabilité des mesures aurait-elle pu être vérifiée ? Comment l’interprétation des résultats serait-elle affectée si on avait une fiabilité très élevée versus modérée ?
Du fait que le recrutement ne dépassait pas quelques patientes par jour et par centre, chaque patiente ne pouvait être mesurée par le même observateur le même jour, car celui-ci se souviendrait de sa mesure précédente. Or, les mesures étaient prises à l’occasion de la seule visite du troisième trimestre. Il aurait donc fallu reconvoquer chaque patiente, ce qui, dans ce cadre, était irréalisable.
Par ailleurs, la mesure de la même patiente par plusieurs observateurs aurait nécessité que tous ces observateurs soient constamment présents aux consultations prénatales, ce qui n’était pas le cas vu que les sages-femmes étaient également affectées à d’autres activités. Il aurait donc encore fallu reconvoquer chaque patiente, avec les contraintes évoquées plus haut.
Ainsi les variabilités intra- et inter-observateurs n’ont pu être évaluées dans le cadre de cette étude.
On peut représenter l’évaluation d’un test de dépistage comme un processus en trois étapes, d’intérêt croissant. La premier est la reproductibilité (ou fiabilité), le second la prédiction du gold standard et le troisième le bénéfice clinique. Notre évaluation se situe à la seconde étape.
A la seconde comme à la troisième étape, si la reproductibilité est modérée au lieu de parfaite, la prédiction ne peut qu’en être diminuée (car il s’agit d’un biais de mauvaise classification).
La standardisation des mesures pourrait permettre d’accroître la reproductibilité et donc probablement aussi la prédiction.
4) Que veut dire le rapport de vraisemblance ? Comment interpréter un rapport de vraisemblance positif de 6,6 ?
Bien que la sensibilité et la spécificité soient des statistiques simples décrivant la performance d’un test, l’utilité clinique du test apparaît aussi sous forme des valeurs prédictives positive et négative (VPP et VPN). Or, ces indices dépendent largement de la prévalence dans la population étudiée. Les rapports de vraisemblance permettent de calculer les VPP et VPN dans une population dans laquelle la prévalence est différente de celle dans laquelle le test a été évalué. Il suffit de connaître ou estimer cette prévalence. On procède comme suit.
Les probabilités sont converties en odds (cote):
Odds = probabilité/ (1- probabilité) Probabilité = odds/ (1+odds)
Dire que la survenue d’un évènement a des odds de 1 contre 3 correspond à dire que la probabilité de survenue est de 1/4.
La prévalence (probabilité pré-test) est convertie en odds pré-test comme ci- dessus.
Les odds post-test sont calculés ainsi:
Odds post-test positif = odds pré-test x [sensibilité/ (1- spécificité)],
le rapport sensibilité/ (1- spécificité) est appelé le rapport de vraisemblance positif (positive likelihood ratio).
Odds post-test négatif = odds pré-test x [(1 – sensibilité)/spécificité],
le rapport (1 – sensibilité)/spécificité est appelé le rapport de vraisemblance négatif (negative likelihood ratio).
Finalement, les odds post-test sont convertis en valeurs prédictives (probabilités)
VPP = Odds post-test positif / (1+Odds post-test positif) VPN = Odds post-test négatif / (1+Odds post-test négatif)
Dans notre étude, la combinaison de la taille maternelle avec le diamètre transverse de Michaelis a obtenu un rapport de vraisemblance positif de 6,6 et un rapport de vraisemblance négatif de 0,51, calculés à partir des sensibilité et spécificité comme indiqué ci-dessus.
Comme détaillé ci-dessus, le rapport de vraisemblance positif est le rapport entre la sensibilité et le pourcentage de faux-positifs. Autrement dit, c’est le rapport entre la proportion de tests positifs chez les malades et chez les non-malades.
Dans ce cas ci, le rapport de vraisemblance positif à 6,6 peut être interprété de la manière suivante : il y a 6,6 fois plus de tests positifs chez les femmes qui présenteront une dystocie que chez les femmes qui accoucheront de façon eutocique.
De manière équivalente, le risque relatif de présenter un test positif chez les malades par rapport aux non-malades est de 6,6. Une qualité du rapport de vraisemblance est ainsi de présenter en un seul nombre la combinaison de la sensibilité et de la spécificité. La comparaison entre plusieurs tests est ainsi plus explicite.
4) Pourquoi rapportez-vous la valeur prédictive positive et le rapport de vraisemblance positif plutôt que la valeur prédictive négative et le rapport de vraisemblance négatif ?
Le rapport de vraisemblance négatif est indiqué ci-dessus. La valeur prédictive négative est de 93,4%.
La proportion d’accouchements eutociques parmi les tests négatifs (VPN) n’est pas une information aussi univoque pour tout clinicien que la proportion de dystocie parmi les tests positifs (VPP). En l’occurrence, une proportion d’accouchements eutociques après un test négatif de 93,4% (VPN) peut tromper le clinicien peu habitué aux statistiques ; en effet, cette valeur est rassurante pour les femmes dont le test est négatif, mais il ne faut pas perdre de vue que la sensibilité n’est que de 53,1%. Ainsi, nombre des cas de dystocie (faux-négatifs = 1-sensibilité = 46,9% des cas de dystocie) surviennent malgré un test négatif.
En outre, si l’on n’effectue aucun test, le risque théorique de dystocie est égal à la prévalence, soit 12,1% ; un test négatif réduit ce risque de moitié (1-VPN = 6,6%) et un test positif le multiplie par 4 (VPP = 47,7%). L’impact d’un test positif est donc plus apparent. Pour ces raisons, nous avons choisi de présenter la VPP plutôt que la VPN.
Le rapport de vraisemblance positif permet de comparer de façon claire les différents tests. Le rapport de vraisemblance négatif aurait pu être utilisé de la même façon.
COMPLEMENT D’INFORMATION CONCERNANT LA DISCUSSION EN REPONSE AUX COMMENTAIRES DES LECTEURS
6) La combinaison de la taille maternelle et du diamètre transverse de Michaëlis présente une proportion de faux-négatifs de 46,9% (1-sensibilité).
Quelles en sont les implications pour les femmes dont le test est négatif ? Quelles implications pour une stratégie de santé publique visant à réduire les conséquences de la dystocie ? Pourquoi ne pas choisir un test dont la sensibilité est meilleure, par exemple en ajoutant à cette combinaison la mesure de la hauteur utérine (cf. tableau 3)?
A l’heure actuelle, dans les pays en voie de développement, le dépistage de la dystocie à la consultation prénatale est basé uniquement sur la taille maternelle.
Le 5ème percentile de la taille maternelle présente une sensibilité de 21% (réf.9).
L’objectif de notre étude était de trouver un moyen d’augmenter la sensibilité de ce dépistage, au sacrifice minimal de la spécificité (pour référer un minimum de femmes qui accoucheront normalement) et avec une proportion de tests positifs faible (pour ne pas dépasser les capacités des hôpitaux de district). La combinaison de la taille maternelle et du diamètre transverse de Michaelis présente un pourcentage de faux-négatifs de 46,9%, moins important que le pourcentage de faux-négatifs de la taille seule qui est de 79% (réf. 9), ou 71%
dans notre étude.
Les patientes dont le test est positif devraient être référées pour l’accouchement en hôpital de district. Les patientes dont le test est négatif devraient être encouragées à se rendre dans un hôpital de district en cas de travail prolongé.
Comme indiqué plus haut, leur risque de dystocie est respectivement de 47,7%
(VPP) et 6,6% (1-VPN).
A défaut d’un meilleur dépistage, cette méthode bon marché pourrait possiblement réduire la morbidité et la mortalité maternelle et périnatale. Une évaluation du bénéfice clinique de ce dépistage (évaluation de la troisième étape, comme discuté plus haut) serait souhaitable. Une collaboration avec l’Université de Leiden (Pays-Bas) et des hôpitaux en Tanzanie est en cours de discussion.
L’accès plus facile à un hôpital de district, par l’augmentation de leur nombre et l’amélioration des moyens de transport serait également déterminant (réf. 6). Ceci est nécessaire, mais la réalisation de tels travaux d’infrastructure n’est pas immédiate.
En amont dans la prévention, la réduction des grossesses chez les adolescentes (dont la croissance n’est pas terminée) a un rôle à jouer. L’amélioration de la nutrition et de l’état de santé des jeunes femmes pourrait, dans un premier temps, augmenter la prévalence de dystocie. En effet, pour une première génération qui n’en aura pas bénéficié avant l’âge adulte, les mères n’auront pas atteint leur potentiel de croissance, tout en portant des fœtus de plus gros poids. La génération suivante sera constituée de mères qui auront atteint leur potentiel de croissance et porteront des fœtus proportionnés. Ainsi, la prévalence de dystocie devrait s’abaisser à un pourcentage plus faible qu’initialement (Harrison K.A., Lancet 1990).
La combinaison de la taille maternelle, du diamètre transverse de Michaelis et de
une VPP de 39,6% et un rapport de vraisemblance positif de 4,7. La sensibilité est effectivement plus élevée qu’avec la combinaison de la taille maternelle et du diamètre transverse de Michaelis. Le pourcentage de tests positifs (autrement dit la proportion de patientes à référer) est également plus élevé (19,7% contre 13,5%).
Le dépistage actuel, basé sur le 5ème percentile de la taille maternelle, implique par définition la référence de 5% des patientes ; dans le cas de la dystocie, faute d’un outil de dépistage idéal, on ne peut améliorer la sensibilité de celui-ci qu’en référant plus de patientes, mais ceci sans dépasser les capacités des hôpitaux de district. La limite peut varier selon les moyens locaux. Le rapport de vraisemblance positif serait tout de même en faveur de la combinaison de la taille maternelle et du diamètre transverse de Michaelis (6,6 contre 4,7).
7) Construisez et interprétez les courbes ROC.
Les courbes ROC ci-après montrent que la taille maternelle et le diamètre transverse de Michaelis présentent le meilleur rapport sensibilité/spécificité. Les aires sous la courbe de la taille maternelle et du diamètre transverse de Michaelis sont significativement supérieures à celles des autres mesures. La combinaison de la taille maternelle (inférieure ou égale au 5ème percentile) et du diamètre transverse de Michaelis (inférieur ou égal au 10ème percentile) est indiquée par une croix sur le graphique des courbes ROC.
Taille maternelle Dia. trans. Michaelis Dia. ant.-post.
Dia. intertroc.
Pied
0 20 40 60 80 100
80
60
40
20
0
Sensitivity
x
X
