Validation of a predictive model for successful vaginal birth after cesarean section.

INTRODUCTION: A strategy for reducing the number of cesarean sections is to allow vaginal delivery after cesarean section.
OBJECTIVE: To validate two predictive models, Metz and Grobman, for successful vaginal delivery after a cesarean section.
METHODS: Retrospective cohort study involving women with previous history of a previous segmental cesarean section, single pregnancy ≥37 weeks and cephalic presentation. The proportion of vaginal delivery in all pregnant women was determined, and it was compared with those (women) with successful delivery after cesarean section. Then, there were elaborated the models, and their predictive capacity was determined by curve-receiver-operator.
RESULTS: The proportion of successful delivery in pregnant women with a previous cesarean section and indication of vaginal delivery was 85.64%. The observed proportion of birth for each decile predicted in the Grobman model was less than 15%, except for the 91-100% decile, where it was 64.09%; the area under the curve was 0.95. For the Metz model, the actual successful delivery rate was lower than predicted in scores between 4 and 14, and within expected for a score between 15 and 23; the area under the curve was 0.94.
CONCLUSIONS: The vaginal delivery rate after cesarean was lower than expected according to the predictive models of Grobman and Metz. The implementation of these models in a prospective way can lead to a higher rate of successful birth.

Introduction

Cesarean section (C-section) is one of the most common surgical procedures performed in women, especially in developed countries. In 1985, the World Health Organization (WHO) recommended that the rate for cesarean rate should not exceed 10-15% of total births . However, there’s an increasing tendency (to perform this procedure); by the 1990s in the United States, the percentage of C-sections increased up to 50% (20.7% in 1996 and 31.1% in 2006) . In 2011, one in three women had a cesarean delivery . If this trend continues, by 2020, it will be reached a rate of 56.2% for C-sections . In Colombia, the current rate is 45.7%; while in 1998, it was 24.9% . At Hospital Universitario del Valle, the proportion of C-sections in the last five years ranged between 27% and 29%.

The most common indications in the world for a primary cesarean include: stationary labor, altered or indeterminate fetal monitoring, anomalous fetal presentation and multiple gestation; corresponding the first two ones to more than half . Up to 30.9% of iterative C-sections are indicated by a previous C-section.

At the beginning of the 20th century, there prevailed the concept of "once a cesarean, always a cesarean" ; however, by 1982, the American College of Obstetrics and Gynecology (ACOG) made recommendations on VBAC (Vaginal Birth after Cesarean), considering it like an "Acceptable option", and even proposing in 1995 that "all women should be taken to VBAC in the absence of a medical or obstetric contraindication" . In 2010, the National Institutes of Health of the United States (NHI), developed a consensus panel to address the practice of TOLAC (Trial of Labor after Cesarean) in the USA, concluding that "it is a reasonable option for many pregnant women." Pregnant woman should be guaranteed support and counseling in making the decision to try VBAC versus being taken to a repeated C-section.

Between 1996 and 2010, VBAC was reduced from 28% to 8% . Although ACOG reaffirmed the TOLAC opportunity in 2010, a study showed that only 52% of gynecologists offered VBAC in private practice , .

In 2007, Grobman developed a prediction nomogram for the success of VBAC based on factors available at the first prenatal check-up: Maternal age, BMI, ethnic group, previous vaginal delivery, successful vaginal delivery after C-section (the occurrence of a VBAC), and recurrence of the indication of primary cesarean section, all of which had an adequate predictive value.

In 2009, Grobman included several factors at the time of admission to the delivery room: BMI at delivery, preeclampsia, gestational age at birth, cervical dilatation, effacement, stage and induction of labor, achieving a better performance of the model.

Recently, Metz et al. , created and validated a prediction model using variables (that were) available at the time of admission. The Bishop index, adding to it points for vaginal birth history, age <35 years, absence of a recurrent indication for C-section and BMI <30, generated a probability of successful VBAC higher than 85% in pregnant women with a score >16. When comparing this model with those previously described by Grobman (factors at the first CPN and at the time of admission), the model developed by Metz et al. , presented the best performance.

Hospital Universitario del Valle is an institution that provides services for a population of high obstetric risk; an average of 7,500 births are attended every year, of which, 28-30% are by C-section. Currently, it is considered that the route of termination of a pregnancy, after cesarean delivery, is by vaginal delivery, but no predictive model is applied, and the decision depends mainly on the pelvic assessment and the Bishop index upon admission. For those reasons, the main objective of this study was to validate two predictive models, those by Metz and Grobman, for successful vaginal delivery after C-section (VBAC) in a pregnant population with previous C-section that enter to the Hospital for delivery; and to describe the maternal and fetal morbidity associated with vaginal delivery after C-section.

Materials and Methods

Retrospective cohort study, in women who were pregnant for 37 weeks or longer, with a previous C-section and who were admitted to HUV during the study period (January-2009 to December-2013); there were included all pregnant women with a only previous cesarean procedure, pregnancy of 37 weeks or longer, and fetus in cephalic presentation at the time of defining the end of pregnancy; there were excluded patients with previous corporal C-section documented in the clinical history, previous uterine surgery (myomectomy, uterine rupture) or fetal death before the moment of defining the route of termination of pregnancy, as well as patients with inadequate pelvis.

The evaluated clinical variables were those included in the Grobman and Metz models, that is: : maternal age (years), body mass index (Kg/m2), ethnicity, prior vaginal delivery, the occurrence of VBAC and recurring indication for C-section; : gestational age (complete weeks from the last reliable menstruation date or from the first available ultrasound), cervical dilatation, effacement, station, position and cervical consistency, induction of labor, cervical ripening, state of the membranes upon admission; and : uterine rupture, vaginal tear, uterine hypotonia, postpartum hemorrhage, bladder injury, pelvic or abdominal organ injury, maternal infection (endometritis, panmetritis, episiotomy infection, surgical wound infection), weight of the newborn, Apgar score at minute and at 5 minutes, vitality at birth, neonatal complications (shoulder dystocia, clavicle fracture, ICU admission, death). In addition, the outcome variable was the mode of delivery: vaginal (spontaneous or instrumented) or C-section.

The information was collected in a Data Collection Format designed for that purpose and then exported to the Stata 10® program for analysis. For quality control, 20% of the medical records were reviewed and double typing was done. In case of discrepancies, the database was confronted with the data collection formats. The study was approved by the ethics committee of Universidad del Valle and HUV.

Sample size and analysis

The sample size was determined according to the recommendation of Harrel for validating a multivariate prediction model, according to which no less than 10 desired results are required (successful delivery after C-section) for each variable included in the prediction model. In the case of the Grobman and Metz models that included antepartum and intra-partum variables, 13 variables were considered, which required 130 successful vaginal births. Taking into account an estimated success rate of delivery of 50% and a potential loss of 30% of information in the records in the clinical history, it was obtained a final sample size of 338 patients.

The cumulative incidence of vaginal delivery after C-section was determined by the equation: patients with successful vaginal delivery (VBAC)/total patients with a previous C-section during the observation period. The proportion of deliveries in patients allowed TOLAC was calculated with the equation: patients with successful vaginal delivery (VBAC)/patients with previous C-section in whom labor was attempted.

For clinical characteristics at entering (the study), it was carried out a univariate analysis of the different independent variables according to the level of measurement of the variables; for continuous variables, there were used the Student's t-test and the Wilcoxon rank-sum test according to the distribution of the variables; and the Chi-squared test (chi ) or the Fisher's exact test for categorical data, according to the expected values ​​in each one of the cells. Subsequently, a multivariate analysis was carried out using logistic regression, including in the model those variables that in the univariate analysis obtained a value of p <0.2 or those that theoretically are considered predictive potentials, that is, those included in the models to be validated.

Maternal and fetal morbidity are presented as absolute and relative frequencies. The comparison of complications was performed using chi or Fisher's exact test, according to the expected values ​​in each one of the cells.

To determine the predictive capacity of the Grobman model in the population of HUV, the predicted probability was determined by using the equation previously published by Grobman for each one of the pregnant women.

Delivery prediction = exp (w)/[1 + exp (w)]

where w = 7.059 - 0.037 (age) - 0.44 (BMI) -0.46 (Afro-Americans) - 0.761 (Hispanic population) + 0.955 (any vaginal delivery before C-section) + 0.851 (vaginal delivery after C-section) - 0.655 (recurrent indication for C-section) - 0.109 (estimated gestational age at delivery) - 0.499 (hypertensive disease of pregnancy) + 0.044 (effacement) + 0.109 (dilatation ) + 0.082 (station) - 0.452 (induction of labor).

This prediction probability was divided into 10 deciles (0-10%, 11-20%, 21-30%, etc.); in each category, it was determined the actual (95%) proportion of success (that was) found. The predictive capacity of the model was established by calculating the area under the curve (AUC) of the operator receiver curve (ROC). The area under the curve was determined non-parametrically (in a non-parametric way), using the trapezoidal rule. Finally, a graphical comparison was made of the observed values ​​in the midpoints of each decile, in relation to the predicted values.

For the Metz model, the predicted probabilities were calculated using the points assigned to each variable of the model, (which were) previously published by the author , for each pregnant woman; subsequently, it was determined the actual probability (95% CI) of success. For the determination of the predictive capacity, it was constructed a logistic regression with the model variables, and the AUC of the operator receiver curve (ROC) was subsequently calculated. The area under the curve was determined non-parametrically, using the trapezoidal rule. For both models, sensitivity (S), specificity (E), positive and negative likelihood ratios (RV+ and RV-) were determined.

Results

During the years 2009 to 2013, there were 29,866 births in the HUV, of which 8,572 were via C-section, for a proportion of C-sections of 28.7%. In the same period, there were 483 pregnant women who met the inclusion criteria of the study and who did not present exclusion criteria, of which 203 (42.0%) were offered TOLAC, and 280 were scheduled for C-section from admission (Fig. 1). The characteristics of pregnant women for entering the study are presented in Table 1 and, according to the expected, there are statistically significant differences in most of them, except for maternal age, gestational age, proportion of patients with delivery before the initial C-section, and proportion of diabetes.

Figure 1

Flowchart of the patients in the VBAC recruiting process

Table 1

Maternal characteristics of the pregnant women according to attempted TOLAC or C-section

Characteristics	Vaginal delivery n: 203	C-section n: 280	p
Age* (years)	24 (21-29)	25 (22-30)	§0.034
Parity n (%)
Nullipara	141 (69.46)	237 (84.64)	†0.000
Multipara	59 (29.06)	43 (15.36)
Grand Multipara	3 (1.48)	0 (0.00)
Birth before C-section n (%)	35 (17.24)	27 (9.64)	‡0.073
Birth after C-section n (%)	36 (17.73)	22 (7.86)	‡0.000
Race n (%)	196	277
Black	56 (28.57)	105 (37.91)	†0.045
Other race	137 (69.90)	171 (61.73)
Indigenous population	3 (1.53)	1 (0.36)
BMI (Kg/m2)	24.15 (22.19 - 28.84)	26.11 (23.38 - 29.65)	§0.000
Gestational age* (ss)	39 (38 - 40)	39 (38 - 40)	§0.197
Dilatation (Value in Bishop’s score) n (%)
0	3 (1,48)	159 (56.78)	†0.000
1	40 (19,70)	105 (37.50)
2	75 (36.95)	12 (4.29)
3	85 (41.87)	4 (1.43)
Effacement (Value in Bishop’s score) n (%)
0	3 (1.48)	189 (67.50)	†0.000
1	10 (4.93)	51 (18.21)
2	69 (33.99)	31 (11.07)
3	121 (59.61)	9 (3.22)
Station (Value in Bishop’s score) n (%)
0	13 (6,40)	212 (75.72)	†0.000
1	81 (39.90)	51 (18.21)
2	108 (53.21)	17 (6.07)
3	1 (0.49)	0 (0.00)
Position (Value in Bishop’s score) n (%)	202	280
0	13 (6.44)	227 (81.07)	‡0.000
1	91 (45.05)	43 (15.36)
2	98 (48.51)	10 (3.57)
Consistency (Value in Bishop’s score)	202	280
0	0 (0.00)	186 (66.43)	†0.000
1	63 (31.19)	56 (20.00)
2	139 (68.81)	38 (13.57)
Bishop’s score at admission n (%)
< 6	30 (14.78)	260 (92.86)	‡0.000
≥ 7	173 (85.22)	20 (7.14)
Membranes status at admission n (%)	202	280
Intact	141 (69.80)	258 (92.14)	‡0.000
Ruptured	61 (30.20)	22 (7.86)
Diabetes n (%)	10 (4.93)	22 (7.86)	‡0.181
Pre-eclampsia n (%)	24 (11.82)	80 (28.57)	‡0.000

* Median (RIQ),

§ Wilcoxon rank-sum test,

† Fisher's exact test,

‡ Chi2,

BMI: Body Mass Index

The number of deliveries was 174 (171 spontaneous and 3 instrumented), for a proportion of deliveries in pregnant women with a previous C-section of 36.0%. The majority of patients who had a delivery (86.2%) entered with Bishop's index ≥7, while only 13.9% of the pregnant women who underwent C-section were admitted with a favorable index of Bishop for induction. The median of the Bishop index (RIQ) at admission was 8 (0-4) for pregnant women with C-section and 10 (8-11) for those who completed delivery.

Of the 203 pregnant women subjected to TOLAC, 174 (85.7%) had a delivery. The characteristics of admission are presented in Table 2, in which significant differences are observed in the proportion of labor after C-section and cervical dilatation at admission, being higher in both cases in the group of successful vaginal delivery.

Table 2

Characteristics at admission of pregnant women with a previous C-section, submitted to TOLAC

	Vaginal delivery (174)	C-Section (29)	p
Age* (years)	24 (21 - 28)	24 (22 - 29)	§0.320
Parity n (%)
Nullipara	118 (67.82)	23 (79.31)	†0.550
Multipara
53 (30.46)	6 (20.69)
Grand Multipara
3 (1.72)	0 (0.00)
Birth before C-section n (%)	30 (17.24)	5 (17.24)	†0.990
Birth after C-section n (%)	35 (20.11)	1 (3.45)	†0.029
Race n (%)	169	27
Black	48 (28.40)	8 (29.63)	†1.000
Other race	118 (69.82)	19 (70.37)
Indigenous population	3 (1.78)	0 (0.00)
BMC* (Kg/M2)	24.45 (22.19 - 26.67)	25.24 (22.22 - 28.84)	§0.328
Gestational age* (weeks)	39 (38 - 40)	39 (38 - 40)	§0.450
Dilatation (Value in Bishop’s score) n (%)
0	1 (0.57)	2 (6.90)	†0.007
1	32 (18.39)	8 (27.59)
2	62 (35.63)	13 (44.83)
3	79 (45.40)	6 (20.69)
Effacement (Value in Bishop’s score) n (%)
0	3 (1.72)	0 (0.00)	†0.392
1	7 (4.02)	3 (10.34)
2	58 (33.33)	11 (37.93)
3	106 (60.92)	15 (51.42)
Station (Value in Bishop’s score) n (%)
0	7 (4.02)	6 (20.69)	†0.010
1	69 (39.66)	12 (41.38)
2	97 (55.75)	11 (37.93)
3	1 (0.57)	0 (0.00)
Position (Value in Bishop’s score)	173	29
0	13 (7.51)	0 (0.00)	†0.204
1	74 (42.77)	17 (58.62)
2	86 (49.71)	12 (41.38)
Consistency (Value in Bishop’s score)	173	29
0	0 (0.00)	0 (0.00)	†0.261
1	52 (30,06)	11 (37.93)
2	121 (69.99)	18 (62.07)
Bishop’s score at admission n (%)
< 6	24 (13.79)	6 (20.69)	†0.293
≥ 7	150 (86.21)	23 (79.31)
Membranes status at admission n (%)	173	29
Intact	118 (68.21)	23 (79.31)	‡0.434
Ruptured	55 (31.79)	6 (20.69)
Diabetes n (%)	8 (4.62)	2 (6.90)	†0.805
Pre-eclampsia n (%)	20 (11.49)	4 (13.79)	†0.731

* Median (RIQ),

§ Wilcoxon rank-sum test,

† Fisher's exact test,

‡ Chi2,

BMI: Body Mass Index

The main cause of an iterative C-section was a Bishop’s index unfavorable to admission in 179 (58.1%) pregnant women, followed by cephalic-pelvic disproportion in 30 (9.7%) patients and suspicion of fetal macrosomia in 20 (6.5%) patients. 9 (2.9%) C-sections were performed due to unsatisfactory fetal status, with two newborns with Apgar less than 7 at 5 minutes. Nine C-sections were performed due to imminence of uterine rupture; however, the uterus did not present solution of continuity in any of them.

The real probability of VBAC for each decile of success probability of the Grobman model was lower than expected, being less than 20% in all deciles; except in the 91-100% decile, where the proportion of VBAC was 64.1% (Table 3). The number of births expected according to the probabilities predicted using the midpoint of each decile is 366, for an expected proportion of 75.0%, much higher than that found in the HUV, with a proportion of 36.0%.

Table 3

Predicted and observed probabilities of successful vaginal delivery in the HUV, according to the Grobman model

Predicted probability VBAC (%)	Number of patients (n)	Attended births	Observed probability VBAC (%)	CI 95%
0-10	0		n/a	NA
11-20	3	0	0	NA
21-30	19	0	0	NA
31-40	31	1	3.23	(-3.11 - 9.56)
41-50	55	1	1.82	(-1.75 - 5.39)
51-60	39	1	2.56	(-2.4 - 7.60)
61-70	22	1	4.55	(-4.39 - 13.48)
71-80	26	0	0	NA
81-90	29	4	13.79	(0.99 - 26.60)
91-100	259	166	64.09	(58.22 - 69.96)
Total	483	174	36.02

VBAC: Successful vaginal delivery

NA: It does not apply

For a score lower than 14 in the Metz model, the real probability of VBAC was lower than predicted; in contrast, for scores ≥14, the real probabilities were higher than 65%, without significant differences in relation to the predicted ones (Table 4). The number of births expected according to the predicted probabilities is 267, for an expected proportion of 55.4%, much higher than the one observed for 174 births.

Table 4

Predicted and real probabilities of successful vaginal delivery in the HUV, according to the Metz model

Metz score	Number of patients (n)	Predicted probability VBAC (%)	Observed probability (%)	CI 95%
4	38	11.7	0	NA
5	29	14.7	0	NA
6	16	19	0	NA
7	68	24.7	0	NA
8	27	31.9	0	NA
9	21	40.2	14.29	(-10.89 - 30.66)
10	22	49.1	4.55	(-4.39 - 13.48)
11	25	57.7	12	(-10.33 - 25-03)
12	17	65.6	17.65	(-10.80 - 36.73)
13	32	72.2	40.63	(23.29 - 57.96)
14	23	77.5	65.22	(45.27 - 85.17)
15	21	81.6	71.43	(51.58 - 91.28)
16	26	84.7	80.77	(65.28 - 96.26)
17	23	87	69.57	(50.29 - 88.84)
18	31	88.6	80.65	(66.47 - 94.82)
19	24	89.8	95.83	(87.64 - 100.00)
20	12	90.7	91.67	(75.29 - 108.04)
21	9	91.4	88.89	(67.06 - 110.72)
22	10	91.9	100	NA
23	8	92.3	87.5	(62.94 - 112.06)

VBAC: Successful vaginal delivery

NA: It does not apply

The sensitivity, specificity and likelihood ratios of the Grobman and Metz model are presented in Table 5. Both models presented an area under the curve greater than 0.90 (Fig. 2) without significant differences between them (p= 0.38).

Table 5

Performance of predictive models of successful vaginal delivery after C-section

Characteristics of the model	Grobman*	Metz*	Grobman**	Metz**
Sensitivity (%)	83.55	78.16	83.91	75.29
Specificity (%)	89.93	88.64	89.97	89.64
LR+	8.30	6.88	8.36	7.27
LR-	0.18	0.25	0.18	0.28
Area under the curve (IC 95%)	0.947 (0.928-0.966)	0.938 (0.910-0.954)	0.943 (0.922-0.963)	0.929 (0.906-0.951)

* Model including all the variables included by the author

** Model including only variables that contribute to the model validated in the HUV.

LR: Likelihood Ratio

Figure 2

Receiver-operator curve for prediction of successful vaginal delivery with the Grobman and Metz models

In Table 5, there are presented the sensitivity, specificity and likelihood ratios of the Grobman and Metz models, with only the variables that contributed to the prediction of the study, without significant differences in the areas under the curve with the original models (p= 0.09 for both models); however, with a difference between them (p= 0.009): a better performance for the Grobman model.

After selecting from the Grobman model only the variables that contribute to the logistic regression model for the pregnant women of the study, there persisted for our population the antecedent of delivery after C-section, effacement, station, dilatation at admission to the delivery service, and the presence of a hypertensive disorder. The association between these variables and the opportunity of delivery is presented in Table 6. In the Metz model, the only variable that persisted was the Bishop’s index (OR: 1.82 CI 95%: 1.64-2.01).

Table 6

Opportunity of successful vaginal delivery in pregnant women

Characteristic	OR (CI 95%)	ORa (CI 95%)
Birth after C-section	1.57 (0.94 - 2.60)	1.32 (0.82 - 2.12)
Dilatation	2.8 (2.33 - 3.35)	1.73 (1.39 - 2.17)
Effacement	1.08 (1.06 - 1.09)	1.01 (1.00 - 1.03)
Station	6.78 (4.90 - 9.38)	3.21 (1.95 - 5.28)
HTA	0.35 (0.20 - 0.59)	0.28 (0.11 - 0.71)
Induction	6.84 (3.68 - 12.71)	3.76 (1.70 - 8.35)

OR: odd ratio ORa: adjusted odd ratio

CI 95%: confidence interval 95%

HTA: Chronic arterial hypertension

Table 7 shows the more frequent maternal complications in the birthing group, with significant differences (p= 0.00); however, when discarding vaginal tears, which are an exclusive complication of labor, these differences disappear (p= 0.07).

Table 7

Maternal complications, characteristics and neonatal complications, according to birth pathway

Characteristic	Birth (n= 174)	C-section ( n= 309)	p
Maternal complications n (%)
Vaginal tear III o IV	7 (4.02)	0	0.001
Post-partum hemorrhage	10 (5.75)	4 (1.29)	0.009
Some complication	15 (8.62)	5 (1.62)	0.000
Characteristics and neonatal complications
Weight* (g)	3,065 (2,810- 3,320)	3,245 (2,900- 3,555)	0.0001
Sex n (%)
Male	76 (43.68)	169 (54.69)
Female	98 (56.32)	139 (44.98)
Apgar at 5 minutes n (%)
≤ 7	0 (0.0)	5 (1.4)	0.302
> 7	174 (100.0)	304 (93.4)
Mechanical ventilation n (%)
Yes	1 (0.6)	3 (1.0)	1.00
No	173 (99.4)	305 (98.7)
Shoulder dystocia n (%)
Yes	2 (1.2)	0 (0.0)	0.15

Discussion

It was found in the present study that for both models, the observed probability of successful vaginal delivery after C-section was lower than predicted. In the case of the Grobman model for predicted probabilities lower than 90%, the observed ones were less than 20%; and for the Metz model for predicted probabilities lower than 70% (score lower than 13), the observed probabilities were less than 40%. This is possibly due to the fact that these models are not applied at HUV, and the delivery decision is based exclusively on medical criteria, depending on the Bishop’s index on admission, which was reflected in the fact that the delivery attempt (TOLAC) was made in only 42.0% of pregnant women.

Despite the above, the performance of both models was adequate, with areas under the curve higher than 0.90, a sensitivity of around 80%, and a false positive rate close to 10%, without significant differences between the two models (p= 0.38).

In 3,113 patients from 30 hospitals in Canada, subjected to TOLAC applying the Grobman model, Chaillet found an AUC of 0.72 (95% CI: 0.70-0.74), lower than the yield in the present study; and in a cohort of 502 pregnant women, of which 262 (52.2%) had successful vaginal delivery, Constantine found a similar AUC, 0.70 (95% CI: 0.65-0.74). Possibly this is because in these studies, only maternal characteristics were included in the model obtained in the first prenatal control, excluding variables at the moment of taking the decision to terminate the pregnancy, such as the characteristics of the cervix; and additionally, only 18% of the pregnant women in the study of Chaillet and 10.76% in the study by Constantine entered with a predicted probability greater than 90%; while in this investigation, 259 of 483 pregnant women (53%) entered with a probability of success greater than 90%, which possibly explains the higher performance of the model of Grobman in our investigation.

Not all the variables of the Grobman model contributed to the prediction of VBAC in the validation of the model in our study; only some cervical changes persisted at admission (dilatation, effacement and station), the antecedent of a birth after C-section and the presence of hypertensive disorder, which decreased the chance of VBAC; while for the Metz model, the only variable that persisted was Bishop's index at admission, which may be explained for being the cervical changes at the moment of pregnant woman's admission, a characteristic that determines the attempt of TOLAC.

In pregnant women undergoing TOLAC, there were found a delivery rate of 85.7% and a C-section of 14.3%, lower than the proportion of C-sections recorded in the HUV and in the same period, which was between 25-30%. This shows the adequate selection of pregnant women with a previous C-section undergoing TOLAC, based on cervical changes. However, we believe that the application of a predictive model in clinical practice can potentially increase the overall success rate, which in our case was only 36.0%. If TOLAC had been attempted in those pregnant women with a predicted probability equal to or greater than 50%, according to the Grobman model, TOLAC should have been attempted in 77.6% of the pregnant women and not only in 42.0%; while for the Metz model, the attempt of TOLAC should have occurred in 54.2% of the cases.

The high rate of C-sections worldwide and nationally , , , , leads to the need for strategies in the search to reduce their number; and it is recognized that the most important thing is to avoid primary C-section; however, with the increase of these, iterative C-section has become one of the first causes of C-section; for this reason, the identification of factors or maternal characteristics that select pregnant candidates for VBAC is a strategy that can potentially contribute to this objective. This and previous studies , show that cervical changes are the most important factors for the prediction of a successful birth after C-section; however, considering other variables such as the antecedent of a birth after C-section or the application of some predictive model can potentially lead to an increase in the number of pregnant women with a previous C-section in whom TOLAC is attempted.

One of the most important concerns for medical personnel is the risk of maternal complications such as uterine rupture and neonatal complications such as fetal death or neonatal asphyxia in patients undergoing delivery after C-section. In the present study, there were found no significant differences for 5 years between the pregnant women taken to C-section or delivery; however, there were more cases of postpartum hemorrhage in cases of vaginal delivery (5.75 vs. 1.29%), but in no case was there a need for hysterectomy within the management, or maternal death. With regard to newborns, no differences were found in the Apgar score at 5 minutes, or in the need for mechanical ventilation. Currently, there is no universally accepted discriminatory point regarding the predicted probability of success that is related to lower morbidity; however, apparently a probability of minimum success of 60-70% has equal or less probability of maternal complications for pregnant women subjected to TOLAC in relation to pregnant women taken to a repeated C-section , , especially in pregnant women with a history of a previous birth.

The limitations of this study are those of the retrospective studies, based solely on the collection of information in the clinical history; however, there occurred missing data in less than 1% of the variables. Because of the retrospective nature, the decisions of delivery attempt depended on the criterion of the attending physician, and not on a previously standardized protocol, which may explain the low proportion of births (36.0%) in the population studied.

Most of the variables included in the Grobman and Metz models do not contribute to the final model of HUV, which may also be due to the retrospective nature of the study, since neither race, maternal age or antecedent of childbirth are considered as potential characteristics that modify the probability of delivery; currently, in pregnant women with unfavorable Bishop’s index, cervical ripening is not attempted with potentially useful alternatives such as the use of cervical balloon or dilatation through the use of trans-cervical Foley catheter; therefore, a prospective study with the application of a predictive model and with the implementation of cervical non-pharmacological ripening techniques, would allow a better validation of the models.

Taking into account the similar performance between both models and the ease of application of the Metz model, we consider this one to be the most likely to be implemented in most obstetrical services, without the requirement of access to software or programs for determining the probability of successful vaginal delivery after C-section.

Introducción

La cesárea es uno de los procedimientos quirúrgicos más comunes que se realiza en mujeres, especialmente en países desarrollados. En 1985, la Organización Mundial de la Salud (OMS) recomendó que la tasa de cesárea no debía exceder el 10-15% del total de nacimientos . Sin embargo, su tendencia va en aumento; hacia los años 90 en Estados Unidos el porcentaje de cesáreas aumentó hasta el 50%, (20.7% en 1996 y 31.1% en 2006) . En 2011, una de cada tres mujeres tuvieron parto por cesárea . Si esta tendencia continua, para el año 2020 se alcanzará una tasa de cesárea de 56.2% . En Colombia la tasa actual es 45.7%, mientras en 1998 fue 24.9% . En el Hospital Universitario del Valle la proporción de cesáreas en el último quinquenio osciló entre 27-29%.

Las indicaciones más comunes en el mundo para una cesárea primaria incluyen: trabajo de parto estacionario, monitorias fetales alteradas o indeterminadas, presentación fetal anómala y gestación múltiple, las dos primeras corresponden a más de la mitad y hasta un 30.9% de las cesáreas iterativas tienen como indicación una cesárea previa .

A principios del siglo XX, se tuvo el concepto “una vez cesárea, siempre cesárea” , sin embargo, hacia 1982 el Colegio Americano de Ginecología y Obstetricia (ACOG) planteó recomendaciones sobre VBAC (Vaginal Birth after Cesarean), considerándolo una “opción aceptable”, e incluso proponiendo en 1995 que “todas las mujeres deberían ser llevadas a VBAC en ausencia de contraindicación medica u obstétrica” . En el 2010, el Instituto Nacional de Salud de los Estados Unidos (NHI), desarrolló un panel de consenso para direccionar la práctica de TOLAC (Trial of Labor after Cesarean) en USA concluyendo que “es una opción razonable para muchas mujeres embarazadas", debiendo garantizarse a la gestante apoyo y consejería en la toma de decisión de intentar VBAC versus ser llevada a cesárea repetida.

Entre 1996 y 2010 se encontró que la VBAC se redujo del 28% al 8% . A pesar que la ACOG reafirmo la oportunidad de TOLAC en 2010, un estudio demostró que solo el 52% de los ginecólogos ofrecian VBAC en la práctica privada ,.

En 2007, Grobman desarrollo un nomograma de predicción para el éxito de VBAC basado en factores disponibles al primer control prenatal: La edad materna, IMC, raza, parto vaginal previo. La indicación para una cesárea primaria recurrente fueron los elementos incluidos, con un buen poder predictivo. En el 2009 Grobman incluyó varios factores al momento de la admisión a partos: IMC al parto, preeclampsia, edad gestacional al parto, dilatación cervical, borramiento, estación e inducción del parto, logrando un mejor rendimiento del modelo.

Recientemente Metz et al. , crearon y validaron un modelo de predicción usando variables disponibles al tiempo de la admisión. El índice de Bishop, sumándole puntos por historia de parto vaginal, edad <35 años, ausencia de indicación recurrente de cesárea e IMC <30, generaron una probabilidad de VBAC exitoso, superior al 85% en las gestantes con un puntaje >16. Al compararse este modelo con los descritos previamente de Grobman (factores al primer CPN y al momento de la admisión), el de Metz present él mejor rendimiento.

El Hospital Universitario del Valle es una institución que maneja una población de alto riesgo obstétrico, atiende un promedio 7,500 nacimientos al año, de los cuales, el 28-30% son por vía cesárea. Actualmente se considera que la vía de finalización del embarazo después de una cesárea es el parto vaginal pero no se aplica ningún modelo predictivo y la decisión depende fundamentalmente de la valoración pélvica y del índice de Bishop al ingreso, por lo cual el objetivo principal del estudio fue validar dos modelos predictivos, Metz y Grobman, para parto vaginal exitoso después de cesárea VBAC en la población gestante con cesárea previa que ingresan para parto al Hospital y describir la morbilidad materna y fetal asociada al parto vaginal después de cesárea.

Materiales y Métodos

Estudio de cohorte retrospectivo, en gestantes de 37 o más semanas con una cesárea previa que ingresaron para atención al Hospital Universitario del Valle (HUV) durante el periodo de estudio (Enero-2009 a Diciembre-2013), se incluyeron todas las gestantes con una sola cesárea previa, embarazo de 37 semanas o más y feto en presentación cefálica al momento de definir la finalización del embarazo, se excluyeron pacientes con cesárea previa corporal documentada en la historia clínica, antecedente de cirugía uterina previa (miomectomía, ruptura uterina) o muerte fetal antes del momento de definición de la vía de finalización del embarazo y pacientes con pelvis inadecuada.

Las variables clínicas evaluadas fueron las incluidas en los modelos de Grobman y Metz asi: edad materna (años), Índice de masa corporal (Kg/m2), etnia, antecedente de parto vaginal previo a la cesárea y de parto vaginal después de cesárea, gravidez, causa de cesárea previa; ; edad gestacional (semanas completas a partir de fecha de ultima menstruación confiable o partir de primera ecografía disponible), dilatación cervical, borramiento, estación, posición y consistencia cervical, inducción del trabajo de parto, maduración cervical, estado de las membranas al ingreso y adicionalmente como ruptura uterina, desgarro vaginal, hipotonía uterina, hemorragia posparto, lesión vesical, lesión de órganos pélvico o abdominales, infección materna (endometritis, panmetritis, infección de episiotomía, infección de herida quirúrgica), peso del recién nacido, apgar al minuto y a los 5 minutos, vitalidad al nacimiento, complicaciones neonatales (distocia de hombros, fractura de clavícula, Ingreso a UCI, muerte). Adicionalmente la variable resultado fue modo de parto, vaginal (espontáneo o instrumentado) o cesárea.

La información se recolectó en un Formato de Recolección de Datos diseñado para tal fin y se exportó al programa Stata 10 ® para su análisis. Para control de calidad se realizó la revisión del 20% de las historias clínicas y se hizo doble digitación. En caso de discrepancias se confrontó la base de datos con los formatos de recolección de datos. el estudio fue aprobado por el comité de ética de la Universidad del Valle y del Hospital Universitario del Valle.

Tamaño de muestra y análisis

El tamaño de muestra se determinó según la recomendación de Harrel para la validación de un modelo multivariado de predicción, según la cual se requieren no menos de 10 resultados deseados (parto exitoso después de cesárea) por cada variable incluida en el modelo de predicción. En el caso de los modelos de Grobman y de Metz que incluyeron variables anteparto e intraparto se consideraron 13 variables, por lo cual se requerían 130 partos vaginales exitosos. Teniendo en cuenta una proporción de éxito estimada de parto del 50% y una potencial pérdida del 30% de información en los registros en la historia clínica se obtuvo un tamaño de muestra final de 338 pacientes.

Se determinó la Incidencia acumulada de parto vaginal después de cesárea mediante la ecuación: pacientes con parto vaginal exitoso (VBAC)/total pacientes con una cesárea previa en periodo de observación, la proporción de partos en pacientes que se permitió TOLAC se calculó con la ecuación: pacientes con parto vaginal exitoso (VBAC)/pacientes con cesárea previa en quienes se intentó parto.

Para las características de ingreso se realizó un análisis univariado de las diferentes variables independientes de acuerdo al nivel de medición de las variables; para las variables continuas se utilizó la prueba T de student y rango de suma de wilconxon de acuerdo a la distribución de las variable y para las categóricas chi2 o la prueba exacta de Fisher de acuerdo a los valores esperados en cada una de las celdas. Posteriormente se realizó un análisis multivariado mediante la regresión logística incluyendo en el modelo aquellas variables que en el análisis univariado obtuvieron un valor de p <0.2 o las que teóricamente se consideran potenciales predictores, es decir las incluidas en los modelos a validar.

La morbilidad materna y fetal se presenta como frecuencias absolutas y relativas. Se realizó la comparación de las complicaciones mediante chi2 o prueba exacta de Fisher de acuerdo a los valores esperados en cada una de las celdas.

Para determinar la capacidad predictiva del modelo de Grobman en la población del Hospital Universitario del Valle, se determinó la probabilidad predicha mediante el uso de la ecuación previamente publicada por Grobman para cada una de las gestantes.

Predicción de parto = exp(w)/[1+exp(w)]

donde w= 7.059 - 0.037(edad) - 0.44(IMC) -0.46(raza negra-raza americana) - 0.761(raza hispana) + 0.955(cualquier parto vaginal antes de cesárea) + 0.851(parto vaginal después de cesárea) - 0.655(indicación recurrente de cesárea) - 0.109(edad gestacional estimada al parto) - 0.499(enfermedad hipertensiva del embarazo) + 0.044(borramiento) + 0.109(dilatación) + 0.082(estación) - 0.452(inducción del parto).

Esta probabilidad de predicción se fraccionó en 10 deciles (0-10%, 11-20%, 21-30%, etc), en cada categoría se determinó la proporción (IC 95%) real de éxito encontrada. La capacidad predictiva del modelo se estableció mediante el cálculo del área bajo la curva (AUC) de la curva receptor operador (ROC). El área bajo la curva se determinó de forma no paramétrica, utilizando la regla trapezoidal. Finalmente se realizó una comparación grafica de los valores observados en los puntos medios de cada decil en relación a los valores predichos.

Para el modelo de Metz se calculó las probabilidades predichas utilizando los puntos asignados a cada variable del modelo, previamente publicados por el autor , para cada gestante y posteriormente se determinó la probabilidad real (IC 95%) de éxito encontrada. Para la determinación de la capacidad predictiva se construyó una regresión logística con las variables del modelo y posteriormente se calculó el AUC de la curva receptor operador (ROC). El área bajo la curva se determinó de forma no paramétrica, utilizando la regla trapezoidal. Para ambos modelos se determinó la sensibilidad (S), especificidad (E), razones de verosimilitud positiva y negativa (RV+ y RV-).

Resultados

Durante los años 2009 a 2013 se presentaron en el HUV 29,866 nacimientos de los cuales 8,572 fueron vía cesárea, para una proporción de cesáreas del 28.7%. En el mismo periodo se presentaron 483 gestantes que cumplieron con los criterios de inclusión del estudio y sin criterios de exclusión, de las cuales a 203 (42.0%) se les ofreció TOLAC y a 280 se las programo para cesárea desde el ingreso (Fig. 1). Las características de ingreso de las gestantes se presentan en la Tabla 1 y de acuerdo a lo esperado hay diferencias estadísticamente significantes en la mayoría de ellas, excepto para edad materna, edad gestacional, proporción de pacientes con parto previo a la cesárea inicial y en la proporción de diabetes.

Figura 1

Flujograma de las pacientes en el proceso de reclutamiento VBAC

Tabla 1

Características maternas de gestantes de acuerdo a intento de TOLAC o cesárea.

Características	Parto n: 203	Cesárea n: 280	p
Edad* (años)	24 (21-29)	25 (22-30)	§0.034
Paridad n(%)
Nulípara	141 (69.46)	237 (84.64)	†0.000
Multípara	59 (29.06)	43 (15.36)
Gran Multípara	3 (1.48)	0 (0.00)
Parto previo cesárea n(%)	35 (17.24)	27 (9.64)	‡0.073
Parto después de cesárea n(%)	36 (17.73)	22 (7.86)	‡0.000
Raza n(%)	196	277
Negra	56 (28.57)	105 (37.91)	†0.045
Otra raza	137 (69.90)	171 (61.73)
Indigena	3 (1.53)	1 (0.36)
IMC (Kg/m2)	24.15 (22.19 - 28.84)	26.11 (23.38 - 29.65)	§0.000
Edad Gestacional* (ss)	39 (38 - 40)	39 (38 - 40)	§0.197
Dilatación (valor en escala bishop) n(%)
0	3 (1,48)	159 (56.78)	†0.000
1	40 (19,70)	105 (37.50)
2	75 (36.95)	12 (4.29)
3	85 (41.87)	4 (1.43)
Borramiento (valor en escala bishop) n(%)
0	3 (1.48)	189 (67.50)	†0.000
1	10 (4.93)	51 (18.21)
2	69 (33.99)	31 (11.07)
3	121 (59.61)	9 (3.22)
Estación (valor en escala bishop) n(%)
0	13 (6,40)	212 (75.72)	†0.000
1	81 (39.90)	51 (18.21)
2	108 (53.21)	17 (6.07)
3	1 (0.49)	0 (0.00)
Posición (valor en escala bishop) n(%)	202	280
0	13 (6.44)	227 (81.07)	‡0.000
1	91 (45.05)	43 (15.36)
2	98 (48.51)	10 (3.57)
Consistencia (valor en escala bishop)	202	280
0	0 (0.00)	186 (66.43)	†0.000
1	63 (31.19)	56 (20.00)
2	139 (68.81)	38 (13.57)
Bishop al ingreso n(%)
< 6	30 (14.78)	260 (92.86)	‡0.000
≥ 7	173 (85.22)	20 (7.14)
Estado membranas al ingreso n(%)	202	280
Integras	141 (69.80)	258 (92.14)	‡0.000
Rotas	61 (30.20)	22 (7.86)
Diabetes n(%)	10 (4.93)	22 (7.86)	‡0.181
Preeclampsia n(%)	24 (11.82)	80 (28.57)	‡0.000

* Mediana (RIQ),

§ Rango de sumas de wilconxon,

† Prueba exacta de fisher,

‡ Chi2,

IMC: Índice de Masa Corporal

El número de partos fue de 174 (171 espontáneos y 3 instrumentados), para una proporción de partos en gestantes con una cesárea previa de 36.0%. La mayor parte de pacientes que tuvieron parto (86.2%) ingresaron con índice de Bishop ≥7, mientras solo 13.9% de las gestantes a quienes se les realizó cesárea, ingresaron con índice de Bishop favorable para inducción. La mediana del índice de Bishop (RIQ) al ingreso fue 8 (0-4) para las gestantes con cesárea y 10 (8-11) para las que finalizaron por parto.

De las 203 gestantes sometidas a TOLAC, 174 (85.7%) tuvieron parto. Las características de ingreso se presentan en la Tabla 2, en la cual se observa diferencias significativas en la proporción de parto después de cesárea y en la dilatación cervical al ingreso, siendo mayores en ambos casos en el grupo de parto vaginal exitoso.

Tabla 2

Características de ingreso de gestantes con cesárea previas sometidas a TOLAC

	Parto (174)	Cesárea (29)	p
Edad* (años)	24 (21 - 28)	24 (22 - 29)	§0.32
Paridad n(%)
Nulipara	118 (67.82)	23 (79.31)	†0.550
53 (30.46)	6 (20.69)
Multipara
Gran Multipara
3 (1.72)	0 (0.00)
Parto previo cesarea n(%)	30 (17.24)	5 (17.24)	†0.99
Parto despues de cesarea n(%)	35 (20.11)	1 (3.45)	†0.029
Raza n(%)	169	27
Negra	48 (28.40)	8 (29.63)	†1.000
Otra raza	118 (69.82)	19 (70.37)
Indigena	3 (1.78)	0 (0.00)
IMC* (Kg/M2)	24.45 (22.19 - 26.67)	25.24 (22.22 - 28.84)	§0.328
Edad Gestacional* (ss)	39 (38 - 40)	39 (38 - 40)	§0.450
Dilatacion (valor en escala bishop) n(%)
0	1 (0.57)	2 (6.90)	†0.007
1	32 (18.39)	8 (27.59)
2	62 (35.63)	13 (44.83)
3	79 (45.40)	6 (20.69)
Borramiento (valor en escala bishop) n(%)
0	3 (1.72)	0 (0.00)	†0.392
1	7 (4.02)	3 (10.34)
2	58 (33.33)	11 (37.93)
3	106 (60.92)	15 (51.42)
Estacion (valor en escala bishop) n(%)
0	7 (4.02)	6 (20.69)	†0.010
1	69 (39.66)	12 (41.38)
2	97 (55.75)	11 (37.93)
3	1 (0.57)	0 (0.00)
Posicion (valor en escala bishop)	173	29
0	13 (7.51)	0 (0.00)	†0.204
1	74 (42.77)	17 (58.62)
2	86 (49.71)	12 (41.38)
Consistencia (valor en escala bishop)	173	29
0	0 (0.00)	0 (0.00)	†0.261
1	52 (30,06)	11 (37.93)
2	121 (69.99)	18 (62.07)
Bishop al ingreso n(%)
< 6	24 (13.79)	6 (20.69)	†0.293
≥ 7	150 (86.21)	23 (79.31)
Estado membranas al ingreso n(%)	173	29
Integras	118 (68.21)	23 (79.31)	‡0.434
Rotas	55 (31.79)	6 (20.69)
Diabetes n(%)	8 (4.62)	2 (6.90)	†0.805
Preeclampsia n(%)	20 (11.49)	4 (13.79)	†0.731

* Mediana (RIQ),

§ Rango de sumas de wilconxon,

† Prueba exacta de fisher,

‡ Chi2,

IMC: Índice de Masa Corporal

La principal causa de cesárea iterativa fue un índice de Bishop desfavorable al ingreso en 179 (58.1%) gestantes, seguida por desproporción cefalopélvica en 30 (9.7%) pacientes y sospecha de macrosomía fetal en 20 (6.5%) pacientes. Se realizaron 9 (2.9%) cesáreas por estado fetal no satisfactorio, con dos recién nacidos con apgar menor de 7 a los 5 minutos. Nueve cesáreas se realizaron por inminencia de ruptura uterina, sin embargo, en todas ellas el útero no presento solución de continuidad.

La probabilidad real de VBAC para cada decil de probabilidad de éxito del modelo de Grobman fue menor a lo esperado, siendo inferior al 20% en todos los deciles, excepto en el decil 91-100%, donde la proporción de VBAC fue 64.1% (Tabla 3). El número de partos esperados de acuerdo a las probabilidades predichas utilizando el punto medio de cada decil es de 366, para una proporción esperada del 75.0%, mucho mayor a lo encontrado en el HUV con una proporción de 36.0%.

Tabla 3

Probabilidades predichas y observadas de parto vaginal exitoso de acuerdo al modelo de Grobman en el HUV

Probabilidad predicha VBAC (%)	Numero pacientes (n)	Partos atendidos	Probabilidad observada VBAC (%)	IC 95%
0 - 10	0		n/a	NA
11 - 20	3	0	0	NA
21 - 30	19	0	0	NA
31 - 40	31	1	3.23	(-3.11 - 9.56)
41 - 50	55	1	1.82	(-1.75 - 5.39)
51 - 60	39	1	2.56	(-2.4 - 7.60)
61 - 70	22	1	4.55	(-4.39 - 13.48)
71 - 80	26	0	0	NA
81 - 90	29	4	13.79	(0.99 - 26.60)
91 - 100	259	166	64.09	(58.22 - 69.96)
Total	483	174	36.02

VBAC: Parto vaginal exitoso

NA:No aplica

Para el modelo de Metz en puntaje inferior a 14 la probabilidad real de VBAC fue menor a las predicha y para puntaje ≥14, las probabilidades reales fueron superiores a 65%, sin diferencias significativas en relación a las predichas (Tabla 4). El número de partos esperados de acuerdo a las probabilidades predichas es de 267, para una proporción esperada del 55.4%, mucho mayor a lo observado de 174 partos.

Tabla 4

Probabilidades predichas y reales de parto vaginal exitoso de acuerdo al modelo de Metz en el HUV

Puntaje Metz	Numero de pacientes (n)	Probabilidad predicha VBAC (%)	Probabilidad observada (%)	IC 95%
4	38	11.7	0	NA
5	29	14.7	0	NA
6	16	19	0	NA
7	68	24.7	0	NA
8	27	31.9	0	NA
9	21	40.2	14.29	(-10.89 - 30.66)
10	22	49.1	4.55	(-4.39 - 13.48)
11	25	57.7	12	(-10.33 - 25-03)
12	17	65.6	17.65	(-10.80 - 36.73)
13	32	72.2	40.63	(23.29 - 57.96)
14	23	77.5	65.22	(45.27 - 85.17)
15	21	81.6	71.43	(51.58 - 91.28)
16	26	84.7	80.77	(65.28 - 96.26)
17	23	87	69.57	(50.29 - 88.84)
18	31	88.6	80.65	(66.47 - 94.82)
19	24	89.8	95.83	(87.64 - 100.00)
20	12	90.7	91.67	(75.29 - 108.04)
21	9	91.4	88.89	(67.06 - 110.72)
22	10	91.9	100	NA
23	8	92.3	87.5	(62.94 - 112.06)

VBAC: Parto vaginal exitoso

NA:No aplica

La sensibilidad, especificidad y razones de verosimilitud del modelo de Grobman y de Metz se presentan en la Tabla 5. Ambos modelos presentaron un área bajo la curva superior a 0.90 (Fig. 2) sin diferencias significativas entre ellos (p= 0.38).

Tabla 5

Rendimiento de modelos de predicción de parto vaginal exitoso después de cesárea

Caracteristica del modelo	Grobman*	Metz*	Grobman**	Metz**
Sensibilidad (%)	83.55	78.16	83.91	75.29
Especificidad (%)	89.93	88.64	89.97	89.64
RV+	8.3	6.88	8.36	7.27
RV-	0.18	0.25	0.18	0.28
Area bajo curva (IC 95%)	0.947 (0.928-0.966)	0.938 (0.910-0.954)	0.943 (0.922-0.963)	0.929 (0.906-0.951)

* Modelo incluyendo todas las variables incluidas por el autor.

** Modelo incluyendo solo variables que aportan al modelo validado en el HUV. RV: Razon de verosimilitud

Figura 2

Curva receptor-operador para predicción de parto vaginal exitoso con los modelos de Grobman y Metz

La sensibilidad, especificidad y razones de verosimilitud de los modelos de Grobman y Metz con solo las variables que aportaron a la predicción del estudio se presentan en la Tabla 5, sin diferencias significativas en las áreas bajo la curva con los modelos originales (p= 0.09 para ambos modelos), sin embargo, con diferencia entre ellos (p= 0.009) con un mejor rendimiento para el modelo de Grobman.

Después de seleccionar del modelo de Grobman solo las variables que aportan al modelo de regresión logística para las gestantes del estudio, persistieron para nuestra población el antecedente de parto después de cesárea, el borramiento, estación, dilatación al ingreso al servicio de partos y la presencia de un trastorno hipertensivo. La asociación entre estas variables y la oportunidad de parto se presenta en la Tabla 6. En el modelo de Metz la única variable que persistió fue el índice Bishop (OR: 1.82 IC 95%: 1.64-2.01).

Tabla 6

Oportunidad de parto vaginal exitoso en gestantes

Característica	OR (IC 95%)	ORa (IC 95%)
Parto después cesárea	1.57 (0.94 - 2.60)	1.32 (0.82 - 2.12)
Dilatación	2.8 (2.33 - 3.35)	1.73 (1.39 - 2.17)
Borramiento	1.08 (1.06 - 1.09)	1.01 (1.00 - 1.03)
Estación	6.78 (4.90 - 9.38)	3.21 (1.95 - 5.28)
HTA	0.35 (0.20 - 0.59)	0.28 (0.11 - 0.71)
Inducción	6.84 (3.68 - 12.71)	3.76 (1.70 - 8.35)

OR: odd ratio ORa: odd ratio ajustado

IC 95%: intervalo confianza 95%

HTA: Hipertension arterial crónica

En la Tabla 7 se presentan las complicaciones maternas las cuales fueron más frecuentes en el grupo de parto, con diferencias significativas (p= 0.00), sin embargo, al descartar los desgarros vaginales los cuales son una complicación exclusiva del parto, estas diferencias desaparecen (p= 0.07).

Tabla 7

Complicaciones maternas, características y complicaciones neonatales de acuerdo a vía de nacimiento

Característica	Parto (n= 174)	Cesárea ( n= 309)	p
Complicaciones maternas n (%)
Desgarro vaginal III o IV	7 (4.02)	0	0.001
Hemorragia postparto	10 (5.75)	4 (1.29)	0.009
Alguna complicación	15 (8.62)	5 (1.62)	0.000
Características y complicaciones neonatales
Peso* (g)	3,065 (2,810- 3,320)	3,245 (2,900- 3,555)	0.0001
Sexo n (%)
Femenino	98 (56.3)	139 (45.0)
Apgar a los 5 minutos n(%)
≤ 7	0 (0.0)	5 (1.4)	0.302
> 7	174 (100.0)	304 (93.4)
Ventilación mecánica n(%)
Si	1 (0.6)	3 (1.0)	1.00
No	173 (99.4)	305 (98.7)
Distocia de hombro n(%)
Si	2 (1.2)	0 (0.0)	0.15

* mediana (RIQ)

Discusión

En el presente estudio se encontró que para ambos modelos la probabilidad observada de parto vaginal exitoso después de cesárea fue menor a la predicha. En el caso del modelo de Grobman para probabilidades predichas inferiores al 90%, las observadas fueron menores al 20% y para el modelo de Metz para probabilidades predichas inferiores al 70% (puntaje inferior a 13), las probabilidades observadas fueron inferiores a 40%, esto se debe posiblemente a que en la institución no se aplican estos modelos y la decisión de parto se basa exclusivamente en el criterio médico, dependiendo del índice de Bishop al ingreso, lo cual se reflejó en que solo se realizó el intento de parto (TOLAC) en el 42.0% de las gestantes.

A pesar de lo anterior el rendimiento de ambos modelos fue adecuado con áreas bajo la curva superiores al 0.90, una sensibilidades alrededor del 80% y una tasa de falsos positivos cercana al 10%, sin diferencias significativas entre ambos modelos (p= 0.38).

Chaillet en 3,113 pacientes de 30 hospitales en Canadá, sometidas a TOLAC aplicando el modelo de Grobman, encontró un AUC de 0.72 (IC 95% 0.70-0.74), inferior al rendimiento en el presente estudio y Constantine en una cohorte de 502 gestantes, de las cuales 262 (52.2%) tuvieron parto vaginal exitoso, encontró un AUC similar, 0.70 (IC 95% 0.65-0.74), esto posiblemente se debe a que en estos estudios solo se incluyeron en el modelo características maternas obtenidas en el primer control prenatal, excluyendo variables en el momento de toma de la decisión de finalización del embarazo como las características del cérvix y adicionalmente solo 18% de las gestantes en el estudio de Chaillet y 10.76% en el estudio se Constantine , ingresaron con una probabilidad predicha mayor del 90%, mientras en esta investigación, 259 de 483 gestantes (53%) ingresaron con una probabilidad de éxito mayor a 90%, lo cual posiblemente explica el mayor rendimiento del modelo de Grobman en nuestra investigación.

No todas las variables del modelo de Grobman aportaron a la predicción de VBAC en la validacion del modelo en nuestro estudio, solo persistieron algunos cambios cervicales al ingreso (dilatación, borramiento y estación), el antecedente de un parto después de cesárea y la presencia de trastorno hipertensivo el cual disminuyó la oportunidad de VBAC, mientras para el modelo de Metz la única variable que persistió fue el índice de Bishop al ingreso, lo anterior posiblemente explicado por ser los cambios cervicales al ingreso de la gestante la característica que determina el intento de TOLAC.

En gestantes sometidas a TOLAC se encontró una proporción de parto del 85.7% y una proporción de cesárea del 14.3%, inferior a la proporción de cesárea registradas en el HUV y en el mismo periodo, la cual estuvo entre 25-30%. Esto muestra la adecuada selección de las gestantes con cesárea previa sometidas a TOLAC, basada en los cambios cervicales. Sin embargo consideramos que la aplicación de un modelo predictivo en la práctica clínica, potencialmente puede aumentar la proporción de éxito global que en nuestro caso fue de solo 36.0%. Si se hubiera intentado TOLAC en aquellas gestantes con una probabilidad predicha igual o superior al 50% según el modelo de Grobman se debió haber intentado TOLAC en el 77.6% de las gestantes y no solo en el 42.0%, mientras que para el modelo de Metz el intento de TOLAC debió ser en 54.2% de los casos.

La alta tasa de cesárea a nivel mundial y nacional ,,,, lleva a la necesidad de estrategias en la búsqueda de reducir su número y se reconoce que lo más importante es evitar la cesárea primaria, sin embargo, con el aumento de estas, la cesárea iterativa se ha convertido en una de las primeras causas de cesárea, por lo cual la identificación de factores o características maternas que seleccionen gestantes candidatas para VBAC es una estrategia que potencialmente puede contribuir a este objetivo. El presente estudio y previos , muestran que los cambios cervicales son los factores más importantes, sin embargo, el considerar otras variables como el antecedente de parto después de cesárea o la aplicación de algún modelo de predicción potencialmente puede llevar a un aumento del número de gestantes con cesárea previas en quienes se intenta TOLAC.

Una de las preocupaciones más importantes en el personal médico es el riesgo de complicaciones maternas como la ruptura uterina y, neonatales como muerte fetal o asfixia neonatal, en pacientes sometidas a parto después de cesárea. En el presente estudio durante 5 años no se encontró diferencias significativas entre las gestantes llevadas a cesárea o a parto, no obstante, hubo más casos de hemorragia postparto en casos de parto vaginal (5.75 vs 1.29%), pero en ningún caso hubo necesidad de histerectomía dentro del manejo o muerte materna. Con respecto a los recién nacidos no se encontró diferencias en el apgar a los 5 minutos o en la necesidad de ventilación mecánica. No existe en la actualidad ningún punto discriminatorio universalmente aceptado respecto a la probabilidad predicha de éxito que se relaciona con menor morbilidad, sin embargo, aparentemente una probabilidad de éxito mínima del 60 -70%, tiene igual o menor probabilidad de complicaciones maternas para gestantes sometidas a TOLAC en relación a gestantes llevadas a una cesárea a repetición ,, especialmente en gestantes con antecedente de un parto previo.

Las limitaciones del estudio son las propias de los estudios retrospectivos, basado únicamente en la recolección de información en la historia clínica, sin embargo, se presentaron datos faltantes en menos del 1% de las variables. Por la naturaleza retrospectiva, las decisiones de intento de parto dependieron del criterio del médico tratante y no de un protocolo previamente estandarizado, lo cual puede explicar la baja proporción de partos (36.0%) en la población estudiada.

La mayoría de variables incluidas en los modelos de Grobman y de Metz, no aportan al modelo final del Hospital Universitario del Valle, lo cual puede ser debido también a la característica retrospectiva del estudio, puesto que ni la raza, ni la edad materna o el antecedente de parto se consideran como características potenciales que modifiquen la probabilidad de parto y en la actualidad en gestantes con índice de Bishop desfavorable no se intenta maduración cervical con alternativas potencialmente útiles como el uso de balón cervical o dilatación mediante el uso de sonda Foley transcervical, por lo cual un estudio prospectivo con la aplicación de un modelo predictivo y con la implementación de técnicas de maduración cervical no farmacológicas, permitirían una mejor validación de los modelos.

Teniendo en cuenta el rendimiento similar entre ambos modelos y la facilidad de aplicación del modelo de Metz consideramos este es el de mayor posibilidad de implementación en la mayoría de servicios de obstetricia, sin el requerimiento de acceso a software o programas para la determinación de la probabilidad de éxito de parto vaginal después de cesárea.