Arşiv
Ara

Bu bölümde sistem içerisindeki makaleler arasında arama yapabilirsiniz.

Dergi Kimliği

Online ISSN
1305-3132

Kuruluş
1993

Editor-in-Chief
​Cihat Şen, ​Nicola Volpe

Editors
Daniel Rolnik, Mar Gil, Murat Yayla, Oluş Api

Fetal Biyometri Persantil Değerlerimiz -2: Bipariyetal Çap

Tayfun Alper, Ali Yanık, Erdal Malatyalıoğlu, Şennur Dabak, Arif KÖKÇÜ

Künye

Fetal Biyometri Persantil Değerlerimiz -2: Bipariyetal Çap. Perinatoloji Dergisi 1996;4(2):69-73

Yazar Bilgileri

Tayfun Alper,
Ali Yanık,
Erdal Malatyalıoğlu,
Şennur Dabak,
Arif KÖKÇÜ

  1. 19 Mayıs Üniversitesi Tıp Fakültesi Kadın Hastalıkları ve Doğum Anabilim Dalı Samsun TR
Yayın Geçmişi
Çıkar Çakışması

Çıkar çakışması bulunmadığı belirtilmiştir.

Amaç
Fetal gelisimi izlemek igin kendi populasyonumuza ait bipariyetal gap persantil degerlerini hazirlamak.
Yöntem
Klinigimizde, her hastadan bir kez olmak uzere, yapilmiş olan 1079 fetal bipariyetal gap olgumunun regresyon analizleri ile degerlendirilmesi.

Bulgular

Bipariyetal gapa ait 3,10,50,90 ve 97. persantil degerleri hesaplanarak tablo ve grafikler halinde sunulmustur.
Sonuç
Hazirladigimiz persantil degerleri verilerimize daha uygun oldugu igin, klinigimizde bunlan kullanmayi uygun gor- duk.
Anahtar Kelimeler

Bipariyetal çap, fetal biyometri.

Giriş
Fetal büyüme bipariyetal çap, femur uzunluğu, baş çevresi, abdomen cevresi gibi biyometrik parametrelerin ölcümleriyle izlenir. Bu ölçümlerin değerlendirilmesi için değişik standart tablolar kullanilmaktadir (1,2,3,4,5). Bu çalişmada kendi ölçümlerimizi işleyip, kendi populasyonumuza ait persantil değerlerimizi oluşturmayi amaçladik.
Yöntem
Subat 1994 - Eylül 1995 tarihleri arasında ultrasonografi laboratuvarımizda yapilan 3512 ultrasonografik muayene verileri değerlendirilmeye alindi. Bipariyetal çap veya femur uzunluğu ölcümü olmayanlar, son adet tarihi belirli olmayanlar, 13 haftadan kuçuk olan gebelikler cikarıldiktan sonra kalan 2167 muaye¬ne sonucu tekrar yeni bir elemeye tabi tutuldu. Bu ikinci elemede, çoğul gebelikler, oligohidramnios, intrauterin gelisme geriliği tanisi veya süphesi olanlar, konjenital anomali tanisi olanlar cikarıldi. Kalan olgular alfabetik ve muayene tarihi sirasina konduktan sonra her gebenin yalniz ilk muayenesi calışmaya dahil edildi. Haftalara göre sıralandiğinda sayinin yeterli olmadiği 13 ve > 41 haftalık olgular da elendi. Böylece, elde edilen 1079 fetusa ait veriler istatistik olarak analiz edildi.
Kliniğimizde, bipariyetal çapin ölcümünde Campbell & Thoms'un tanımladiği plan kullanılmaktadir (8). Tammlanan bu orta-hat ekosunun 1/3 on kisim-da "cavum septum pellucidi" ile kesintiye uğratildigi planda, diştan ice (outer-inner) bipariyetalç 61-ölçümleri alınmaktadir.
Her gebelik haftasi için ortalama ve standart sapma değerleri tespit edildi (ham değerler). Ortalama ve standart sapma değerlerinin gebelik haftalarına göre değişimleri regresyon analizleri ile incelendi. Regresyon analizinde elde edilen ortalama ve standart sapma değerlerinden uygun z degerleri kullanılarak 3, 10, 50, 90 ve 97'nci persantil değerleri oluşturuldu (hesaplanan değerler). Önerdiğimiz formülün verilerimize uygunlugunun araştirılması için, her olgunun ham bipariyetal değeri (ölçülen değeri) ile önerilen formul ile gebelik haftasindan hesaplanan değeri (hesaplanan değeri) arasindaki farklar (=reziduler) hesaplandi ve grafik olarak gösterildi. Hesapladigimiz persantil egrileri Altaian'in önerdigi egrilerle grafiklerde iistüste cakıştırılarak kiyaslandi.
İstatistik hesaplamalarda ve grafiklerin çizilmesinde SPSSWIN (Statistical Package for Social Sciences) ve EXCEL programlan kullanıldı. Elde edilen regresyon katsayiları, R2 değerleri ve kullanılan z değerleri makalenin sonunda ekte verilmiştir.

Bulgular

Ham verilerin haftalara göre dağılımı Şekil l'de gösterilmiştir. Gebelik haftasına göre bipariyetal çap, standart sapma ve olgu sayıları Tablo l'de sunulmuştur. Ortalama değerlerin regresyon analizinde üçüncü dereceden polinomial regresyonla uyumlu olduğu bulundu (y= -0.0017 * x3+0.0234 * x2 + 3.1096 x + 26.275, {x= gebelik haftası - 13}, R2 = 0.9994). Standart sapmaların ise gebelik haftalarına göre anlamlı olarak değişmediği, regresyon analizinde lineer modele uyduğu saptandı (y = - 0.0219 * x + 3.5011 {x = gebelik haftası - 13}, R2 = 0.1213), Bipariyetal çap için hesaplanan 3, 10, 50, 90 ve 97.
Persantil değerlerinin ve standart sapmaların listesi Tablo 2'de verilmiştir. Aynı persantil değerleri Şekil 2'de grafik olarak gösterilmiştir. Uygulanan polinomial regresyon modeli daha önce çizilmiş olan intrauterin büyüme eğrileri ile paralellik göstermektedir. Kendi değerlerimizin uygunluğunu kontrol etmek amacıyla her olgunun ölçülen değeri ile hesapladığımız ortalama değer arasındaki fark rezidüel değer olarak belirlenmiş ve Şekil 3'te gösterilmiştir. Artı ve eksi değerlerin normal dağılmasi ve grafikte homojen dağılım olması önerdiğimiz formülün popülasyonumuzun değerlendirilmesi için uygun olduğuna işaret etmektedir.
Persantil eğrilerimiz, Altman -Chitty ve ark.'nin hazırladığı eğrilerle (9) kıyaslamak için ayni grafikte üstüste çakıştırılarak Şekil 4'te gösterilmiştir. Erken dönemde bizim ölçülerimiz hem ortalama olarak, hem de dağılım olarak Altman'in verdiklerinden daha yüksek, son haftalarda ise biraz daha düşük olarak gözlenmiştir.
Tartışma
Fetal gelişmenin değerlendirilmesinde en çok kullanılan ölçümler bipariyetal çap, baş çevresi, karın çevresi ve femur uzunluğudur (6,7).
Gebelik haftasına göre fetal ölçümlerin değişimini incelemek için iki çeşit çalışma yapılabilir a) longitudinal, b) cross-sectional (10). Büyüme hızlarıyla ilgili araştırmalarda teorik olarak longitudinal çalışmalar daha üstündür. Ancak, iki nedenden dolayı pratikte cross-sectional calışmalar kullanılmaktadır. İlki, örneğin BPC - gebelik yaşı ilişkisini ortaya çıkarabilecek longitudinal bir calişmada her gebe 13 kez (1-40 haftalar arasında) onbeş günde bir incelenmelidir, bu kadar uzun bir sürede, bu kadar çok kez muayene pratikde çok güç olmakta ve olgu kayıpları önlenememektedir. İkincisi ise, uygulamada cross-sectional çalışmaların gerekli klinik bilgileri vermekte yeterli oldukları gerçeğidir. Bu yüzden, bu çalışmamızı crosssectional olarak yaptık.
Regresyon analizi bazı şartlar gerektirmektedir. Bunlardan ilki bağımsızlıktır; yani, verilerin her birisinin ayrı kişilerden alınmış olması gereği; çalışmamızda her gebenin yalnızca ilk muayenesindeki değerler alındığı için çalışmamız bu gereği yerine getirmektedir. İkincisi normal dağılım; yani, gruplara ait değerlerin normal dağılım göstermesi gereği; Tablo l'de görüldüğü gibi standart dağilimlarınn ortalamalara oranlan bu konuda çalışmamızın uygun olduğunu göstermektedir. Üçüncü şart olan homoskedastisite (=parametrenin birinin artmasıyla diğerinin standart sapmasının artmaması) şartının yerine getirildiği, standart sapma değerlerinden ve şekil 3'teki rezidüel değerlerin gebelik haftaları boyunca homojen dağılım göstermesinden anlaşılmaktadır.
Referans persantil değerlerinin üretilmesinde hem nonparametrik hem de parametrik yöntemler kullanılabilmektedir (11). Nonparametrik yöntemde her gebelik haftası için gözlenen örneğin 5. ve 95. persantiller hesaplanmakta ve bu değerler birleştirilerek eğriler elde edilmektedir. Bu yöntemle, özellikle uç persantil değerleri elde edebilmek için her gebelik haftasında birkaç yüz ölçüm yapılmış olması gerekmektedir. En çok kullanılan parametrik yöntemde ise, her gebelik haftası için hesaplanan ortalamanın örneğin 5.ve 95. Persantiller için 1.645 SD altı ve üstü belirlenir. Diğer persantiller de ayni şekilde hesaplanarak, haftalar sirasıyla birleştirilir. Daha sonra polinomial regresyon, genellikle quadratik veya kübik analizi ile referans persantilleri oluşturulur. Qaligmamizda, tarif edilen bu ikinci, yani, parametrik yöntem ve kübik polinomiyal regresyon analizi kullanılmıştır. Referans persantilleri ile ilgili yayınlarda sık yapılan yanlışlıklar şu şekilde sıralanmıştır (11): 1. Kullanılan istatistik yöntemin ayrıntılı anlatılmamış olması, 2. Persantillerin gebelik boyunca yumuşak bir değişiklik göstermemesi, 3. Verilerin normal dağılım gösterip göstermediğinin yeterince irdelenmemiş olması, 4. Persantillerin verilere uygunluk gösterip göstermediğinin kontrol edilmemiş olması, 5. Ölcümlerin variabilitesinin gebelik yaşına uygun değişiklik göstereceğinin gözden kaçırılması, 6. Verilerin scatter-diagramlarının verilmemiş olmasi. Bu eleştirileri dikkate alarak, çalışmamızda tekrarlamamaya çalıştık. Ancak 5.'inci maddedeki variabilite değişikliğinin gebelik yaşıyla paralel arttığını gözlemedik. Aksine, tüm gebelik boyunca nisbeten sabit kaldı, lineer regresyonda kısmen azaldığını izledik. Bunun nedenini aşağıda tartışacağız. Altman (Tibbi istatistik Lab. Bşk, Imperial Cancer Research Fund, Londra) ve ark.’lan bugüne kadar yayınlanan fetal büyüme ile ilgili tüm yayınlanın ya çalışma dizaynı, ya istatistiksel analiz ya da her ikisi yönünden yetersizlikleri olduğunu, British Medical Ultrasound Society'nin bu konuda uygun metodolojisi olan tek bir yayın bulamadığını (1990) bildirmişlerdir. Bu yüzden
Altman ve ark.'larinin 1994'te yayınlanan makaleleri, gerek metodolojisi ile gerek ölçümlerle ilgili olarak tarafımızdan referans alınmıştır. Altman ve ark'nin yayınladığı persantil formülleri ile kendi türettiğimiz değerleri ayni grafikte çizdiğimizde, iki önemli fark dikkatimizi çekti. 1) 38. Gebelik haftasına kadar bizim 50'nci persantil değerlerimizin Altman ve ark.'nin 50'nci persantilinden, 20'nci haftadan önce ise 90'inci persantilinden daha yüksek seyretmesi, Altman ve ark.'nın grafiklerindeki küçük gebelik haftalarında daha dar bir alanda dağılıma karşılık, bizim standart sapmalarımızın gebelik boyunca pek değişmemiş olması. Bunun nedeni, bizce, anılan çalışmanın bu amaçla yapılan prospektif bir çalışma olması ve ölçümlerin standart oluşturmak amacıyla özenle yapılmış, olması; buna karşılık, bizim çalışmamızın verilerinin rutin ultrasonografik muayene sırasında elde edilmiş olmasıdır. Örneğin 14 haftalık bir gebelikte bipariyetal çap ölçümünün standart sapmasının bizim olgularımızda 2.5 mm olması ile anılan çalışmada 2.1 mm olması bu farkın kaynağı olarak öne sürülebilir. Fakat, günlük kullanımda elde ettiğimiz verileri Altman ve ark.'nın persantilleri ile değerlendirdiğimizde, 14’üncü haftada olgularımızın yansından fazlasının 97’nci persantilin üzerinde olduğu kanaatine varmamız gerekiyor. Böyle bir yanlışlığa düşmemek için, kendi verilerimize uygun olan standartları kullanmamız gerekliliği ortaya çıkıyor. Hatta, daha güvenli fikir yürütebilmek için, persantil eğrilerine ileri gebelik haftalarında başvurulmasının uygun olacağı düşünülebilir.
Sonuç
Sonuç olarak, elde ettigimiz persantil değerlerinin ozellikle erken gebelik haftalannda Altman ve ark.'nin persantillerind en biraz daha farkli olduğu, bizim verilerimizin doğal olarak bizim eğrilerimiz daha uyumlu olduğu gözlendi.
Ek: Persantil değerlerinin hesaplanmasında kullanılan regresyon katsayıları ve R2 aşağıda sunulmuştur, x değeri = gebelik haftası - 13 olarak alınmalıdır.
3'uncu persantil = -0.0017 * x3 +0.0234 * x2 + 3.1507 x + 19.692 R2 = 0.9994
10'uncu persantil = -0.0017 * x3 +0.0234 * x2 + 3-1376 x + 21.793 R2 = 0.9994
50'nci persantil = -0.0017 * x3 +0.0234 * X 2 + 3.1096 x + 26.275 R2 = 0.9994
90'inci persantil = -0.0017 * x3 +0.0234 * x2 + 3.0815 x + 30.756 R2 = 0.9994
97'nci persantil = -0.0017 * x3 +0.0234 * x2 + 3.0684 x + 32.857 R2 = 0.9994
BPD standart sapma = -0.0219 * x + 3.15011 R2 = 0.1213
 Persantil değerleri hesaplanırken kullanılan z – değerleri 3,10,50,90 ve 97'nci persantiller için sırasıyla, - 1.88, -1.28, 0, 1.28 ve 1.88 olarak alınmıştır.

 

Kaynaklar

1. Sabbagha RE, Barton FB, Barton BA: Sonar Biparietal Diameter I. Analysis of pcrccntile growth differences in two normal populations using the same methodology. Am J Obstct Gynecol 126:479-484,
1976.
2. Jcanty P, Cousacrt E, Hobbins JC, ct al: A longitudinal Study of Fetal Head Biometry. Am J Perinatol. 1: 118-128, 1984.
3. Goldstein I, Recce EA, Pilu G, ct al: Ccrebcllar Measurements with Ultrasonography in the Evaluation of Fetal Growth and Development. Am J Obstet Gynccol 156: 1065-1069, 1987.
4. Jcanty P, Romero R: Obstetrical Ultrasound. New York, NY: McGraw-Hill; 324, 1983.
5. Jeanty P: Fetal Limb Biometry. Radiology 147: 602,1983.
6. Sabbagha RE: Intrautcrine Growth Retardation. In Sabbagha RE (ed) Diagnostic Ultrasound, JB Lippincott Company, Philadelphia. 112-131, 1987.
7. Sabbagha RJi, Barton FB, Barton BA: Sonar Biparictal Diameter II. Predictive of three fetal growth patterns leading to a closer asscsment of gcstational age and neonatal weight. Am J Obstet Gynccol
126:485-491,1976.
8. Campbell S, Thorns A: Ultrasound measurement of the fetal head to abdominal circumference ratio in the assesment of growth retar dation. Br J Obstet Gynecol 78: 513-519, 1977.
9. Chitty LS, Altman DG, Henderson A, Campbell S: Charts of fetal size: 2. Head Measurements. Br J Obstet Gynecol 101: 35-43, 1994.
10. Wolfson RN: Statistical considerations. In Chervenak FA, Isaacson GC, Cmapbcll S (Eds): Ultrasound in Obstetrics and Gynccology, Little, Brown and Company, Boston. 239-250, 1993.
11. Altman DG, Chitty LS: Charts of fetal size: 1. Methodology. Br J Obstet Gynccol, 101: 29-34, 1994.
Dosya / Açıklama
Şekil 1
Bipariyetal çap ölçülen değerlerinin gebelik haftasına göre dağılımı
Şekil 2
Bipariyetal çap 3,10,50,90 ve 97'inci persantilleri ( Hesaplanan değerler)
Şekil 3
Ölçülen bipariyetal değer ile hesaplanan bipariyetal değeri arasındaki farkların (rezidü'lerin) gebelik haftasına göre dağılımı.
Şekil 4
Hesaplanan persantil eğrilerimizin Altman ve ark.'larının hazırlandığı persantillerle karşılaştırılması.
Tablo 1
Bipariyetal Çap Değerlerinin Haftalara Göre, Ortalama, Standart Sapma ve Olgu Sayıları
Tablo 2
Bipariyetal Çap İçin Hesaplanan 3,10,5090 ve 97'inci Persantil Değerleri