ĐẶT VẤN ĐỀ
Cân nặng trẻ lúc
sanh không chỉ là một trong những đánh giá quan trọng
về mặt sức khỏe và t́nh trạng dinh dưỡng
của bà mẹ mà c̣n đối với sự sống c̣n,
tăng trưởng, phát triển thể chất, tinh thần
và xă hội và của trẻ em (6).
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 v́ việc theo dơi 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, đă 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
h́nh ảnh học siêu âm vào thực hành sản khoa vào năm
1958, việc chẩn đoán tiền sản và đánh giá
thai trong tử cung bắt đầu phát triển mạnh mẽ
và rộng khắp (7). 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
t́m ra các công thức lư 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 c̣n thay đổi nhiều,
thường gia tăng trong ṿng 14 đến 21 ngày. V́ 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 da. Điều này hợp lư 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
t́m 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 t́m 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 tŕnh 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 - 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 b́nh thường sống
tại TP. Hồ Chí Minh.
Dân số nghiên cứu: Phụ nữ có thai đủ
tháng b́nh 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 ư tham gia nghiên cứu.
Tiêu chuẩn nhận vào
- Đơn thai, tuổi thai từ 37 tuần trở lên.
- Có siêu âm ước lượng tuổi thai 3 tháng đầu thai kỳ
- Có siêu âm thai với đầy đủ các chỉ số trong ṿng 48 giờ trước sanh.
- Thai ngôi đầu
- Chấp nhận tham gia nghiên cứu.
Tiêu chuẩn loại trừ
- Thai kỳ kèm theo bệnh lư nội khoa, tiền sản giật.
- Thai có cân nặng dưới bách phân vị thứ 10 so với tuổi thai.
- Thai dị dạng.
- Chuyển dạ giai đoạn hoạt động hay ối đă vỡ.
- Đa ối, thiểu ối.
Cỡ mẫu
Cỡ mẫu
được tính dựa vào công thức tính cỡ mẫu
để t́m 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:
N = 
(5)
Trong thực tế, chúng ta
không biết p, nhưng có thể ước tính qua hệ số
tương quan quan sát được là r, c̣n gọi là hệ
số Pearson.
Bảng 1: Số mẫu cần
thiết để ước tính hệ số tương
quan.
|
Hệ số tương
quan |
Số cỡ mẫu cần thiết cho power = 0,80 và |
|
|
|
|
|
|
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(1).
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 đă 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 tŕnh lấy mẫu
Chúng
tôi lựa chọn
ngẫu nhiên sản phu thoả tiêu chuẩn chọn mẫu
trong thời gian nghiên cứu. Họ sẽ được khám và lập
bệnh án theo đúng quy tŕnh nhận bệnh
tại pḥng sanh, thu thập các dữ kiện theo bảng
thu thập số liệu.
Cân nặng:
được đo bằng cân đo trọng lượng
chuẩn tại pḥng sanh. Cân nặng trước sanh
được xác định bằng cách ghi nhận cân nặng
đo được trong 3 tháng đầu thai
kỳ
Chiều cao, ṿng bụng, bề cao tử cung:
được đo bằng thước đo chiều
cao chuẩn tại pḥng sanh.
Bệnh lư nội khoa kèm: Được xác định
qua bệnh sử hoặc khám lâm sàng tại thời điểm
nhập viện.
Thông tin về siêu âm: Qui tŕnh 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 pḥng 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 h́nh 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 (2) và Shepard (5 ) 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
dơi đến khi sanh. Ngay sau sanh, trẻ sơ sinh được
làm rốn và cân bởi một cân đúng tiêu chuẩn tại
pḥng 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 tŕnh khám, nhận và theo dơi bệnh tại pḥng 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 và 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 & 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 này, có 5.317 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 (%) |
|
Nhóm tuổi mẹ Tuổi ≤ 19 Tuổi 20-34 Tuổi ≥ 35 Nghề nghiệp Nội trợ Lao động trí óc Lao động chân tay Tŕnh độ học vấn Cấp 1 Cấp 2 - Cấp 3 Trên cấp 3 Tuổi thai 37 – 40 tuần > 40 tuần TLLS của bé 2.500 – 4.000g > 4.000g |
16 367 35 142 65 211 45 308 65 376 42 407 11 |
3,8 87,8 8,4 34,0 15,5 50,5 10,8 73,6 15,6 90,0 10,0 97,4 2,6 |
Phân tích đơn biến
Bảng
3: Liên quan giữa giới tính bé và
TLTLS
|
Giới tính bé |
CN trung b́nh ± SD (g) |
Sai lệch trung b́nh
(g) |
t |
P* |
|
Nữ |
3.239,72± 352,54 3.106,86± 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 b́nh theo giới tính
(p<0,05), cân nặng trung b́nh của các
bé trai cao hơn các bé gái.
Bảng 4: Liên quan giữa
tiền thai và TLLS
|
Tiền thai |
CN trung
b́nh ± SD (g) |
Sai lệch
trung b́nh (g) |
t |
P* |
|
Con so Con rạ |
3.145,11 ± 355,97 3.245,11 ± 337,72 |
100 |
- 1,98 |
0,04 |
*Kiểm
định Independent Samples T Test
Cân nặng trung b́nh của
các bé nhóm con rạ cao hơn nhóm con so có ư nghĩa thống
kê (P<0,05)
Bảng 5: Tóm tắt
tương quan giữa các biến độc lập, liên tục
với TLT
|
Biến số |
PTHQ |
Hệ số xác
định R2 |
|
BMI |
Y = 32,27BMI + 2369 |
0,02 |
|
MĐTC |
Y = 23,25MĐTC+ 2879,83 |
0,09 |
|
VB |
Y = 35,07VB – 98,34 |
0,25 |
|
BCTC |
Y = 116,58BCTC – 511,20 |
0,35 |
|
ĐKLĐ |
Y = 72,89ĐKLĐ – 3441,24 |
0,27 |
|
CDXĐ |
Y = 86,37CDXĐ – 2832,81 |
0,25 |
|
ĐKNB |
Y = 70,56ĐKNB – 4010,07 |
0,83 |
|
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.
|
Biến số |
VB |
BCTC |
ĐKLĐ |
CDXĐ |
ĐKNB |
ĐKTSB |
CVB |
|
VB |
1 |
0,56 |
0,36 |
0,31 |
0,44 |
0,47 |
0,46 |
|
BCTC |
0,56 |
1 |
0,34 |
0,35 |
0,53 |
0,57 |
0,56 |
|
ĐKLĐ |
0,36 |
0,34 |
1 |
0,47 |
0,47 |
0,49 |
0,49 |
|
CDXĐ |
0,31 |
0,35 |
0,47 |
1 |
0,50 |
0,50 |
0,51 |
|
ĐKNB |
0,44 |
0,53 |
0,47 |
0,50 |
1 |
0,95 |
0,98 |
|
ĐKTSB |
0,47 |
0,57 |
0,49 |
0,50 |
0,95 |
1 |
0,99 |
|
CVB |
0,46 |
0,56 |
0,49 |
0,51 |
0,98 |
0,99 |
1 |
Theo kết quả thống
kê phân tích cho thấy, mức độ tương quan giữa
các biến số khảo ở mức trung b́nh đến
mức rất mạnh (0,31 – 0,99), các mối
tương quan có ư 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 tương quan cao
nhất với TLT (0,93). V́
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 tŕnh 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 tŕnh 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 ư nghĩa với TLT nên cũng
được đưa vào phân tích đa biến. Sau khi
phân tích đa biến, chúng tôi có được 5
phương tŕnh ước lượng TLT theo
bảng 7.
Bảng 7: Phương tŕnh
hồi quy tuyến tính đa biến ước lượng
TLT
|
PTHQ* |
HSTQ R |
Hệ số R2 |
|
Y1 = 22,55CVB – 4142,25 |
0,930 |
0,864 |
|
Y2 = 21,05BCTC + 21,1CVB – 4339,1 |
0,933 |
0,871 |
|
Y3 = 10,61ĐKLĐ +
20,31CVB + 19,61BCTC – 5000,43 |
0,935 |
0,875 |
|
Y4 = 10,26ĐKLĐ +
20,08CVB + 20,38BCTC – 39,48GT** – 4900,7 |
0,937 |
0,878 |
|
Y5 = 9,2ĐKLĐ +
19,87CVB + 16,36BCTC + 3,52VB – 43,77GT** – 4933,95 |
0,938 |
0,880 |
*Phân tích hồi quy tuyến tính theo
phương pháp Stepwise
**GT = 0 đối với bé trai, GT =1 đối với bé gái
Phương tŕnh chọn lựa
Sau
khi các phương tŕnh hồi quy tuyến tính đa biến
đă được thành lập, chúng tôi chọn lựa
phương tŕnh 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 tŕnh với
dữ liệu mẫu và có sai lệch trung b́nh thấp.
-
Đơn
giản và phù hợp thực hành lâm sàng: phương tŕnh
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 lập với các CT
Johnson, Mc Donald, Hadlock, Shepard để đánh giá độ
chính xác của các CT thành lập.
|
Shepard |
1982 |
Log10
BW = [-1,7492 + (0,166 X BPD) + (0,046 X AC) – (0,002646 X AC X BPD)] X
1000 |
|
Hadlock II |
1985 |
Log10
BW = 1,335 – (0,0034 XAC X FL) + (0,0316 X BPD)+(0,0457 X AC)+(0,1623 X
FL) |
Chúng tôi khảo sát thêm 54
đối tượng có cùng đặc điểm với
nhóm đối tượng nghiên cứu.
Bảng 8: So sánh TLT ước
lượng bởi các CT lâm sàng và siêu âm với TLT lúc sanh (n
= 54)
|
CT |
GTTB (g) |
Sai lệch
trung b́nh (g) |
t |
P* (KTC 95%) |
|
Hadlock Shepard Johnson Mc Donald CT (1) CT (2) CT (3) CT (4) CT (5) |
3043,11 3029,42 2922,04 3157,40 3268,23 3250,51 3267,19 3265,64 3269,02 |
189,29 202,98 310,37 75,00 35,81 18,10 34,79 33,23 36,60 |
-8,21 -16,5 -9,45 -1,87 -2,10 -1,10 -2,19 -2,10 -2,29 |
0,00 0,00 0,00 0,02 0,04 0,28 0,03 0,04 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)
|
Biến số |
HSTQ |
Hệ số R2 |
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) CT (3) CT (4) CT (5) |
0,95 0,96 0,96 0,96 |
0,90 0,92 0,92 0,92 |
0,00 0,00 0,00 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 ư nghĩa khi so sánh TLT ước lượng
với TLT thật sự của trẻ lúc sanh. Sai lệch
trung b́nh giữa TLT thật sự và TLT ước lượng
thấp nhất so với các CT khác.V́ vậy, chúng tôi chọn
đây là PT tốt nhất theo tiêu chí
chính xác nhất, tŕnh bày như sau:
Y = 21,05BCTC + 21,1CVB – 4339,1
Ví dụ: Khi chu
vi bụng thai là 339 cm, bề cao tử cung mẹ là 32 cm
Cân nặng ước
lượng được tính như sau:
Y = 21,05(32)
+ 21,1(339) – 4339,1 = 3487 (g)
TLT ước lượng
bởi CT
(1) phù hợp đến 88% nhóm nghiên cứu. Hơn nữa
sự khác biệt khi so sánh với TLT thật sự , độ sai lệch trung b́nh rất
thấp (35,81g).
Ngoài ra, PTHQ đơn biến
theo CVB đơn giản hơn các PT
khác. Do đó, CT (1) cũng có thể được chọn
để sử dụng trong thực hành lâm sàng theo tiêu chí
chính xác, đơn giản, tŕnh bày như sau theo công thức và biểu
đồ:
Y = 22,55CVB –
4142,25
Biểu đồ 1: Liên quan giữa TLT và chu vi bụng
KẾT LUẬN
Công thức Mc Donald
được dùng thường xuyên trên lâm sàng thực tế
có sai số rất lớn.
Qua nghiên cứu chúng tôi
đưa ra 2 phương tŕnh hồi qui có hệ số
chính xác cao: Phương tŕnh (1) chỉ có 1 biến số
độc lập dự đoán TLTLS là CVB là Y = 22,55CVB – 4142,25, phương tŕnh này đơn giản,
độ tin cậy khá cao, dễ sử dụng.
Phương tŕnh (2)
Y = 21,05(32) + 21,1(339) – 4339,1 = 3487 (g): là phương tŕnh có hệ số
tương quan cao nhất, tuy phải xử dụng 2 biến
số bao gồm cả lâm sàng và siêu âm.
Từ kết quả nghiên
cứu, các CT thành lập có thể được sử dụng
trên lâm sàng để ước lượng trọng lượng
thai.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
2.
Hadlock FP, HRB, Carpenter RJ, Deter RL,
3. Jones SJ , CS, Harrison M (2003). An introduction to power and sample size estimation. Emerge Med J, 20: 453-458.
4. Johnson RW, TC (1954). Estimation of fetal weight using longitudinal measuration. Am J Obstet Gynecol, 68(3): 891-896.
6.
United Nations Children's Fund and World Health
Organization, Low Birthweight: Country, regional and global estimates. UNICEF
and WHO,
7. Wikstrom I, AO, Bergstrom R, Meirik O (1988). Traumatic injury in large-for-date-infants. Acta Obstet Gynecol Scand . 67(3): 259–264.