Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305Published online 30 June 2006 in Wiley InterScience (www.interscience.wiley.com). DOI: 10.1002/uog.2746

Skor Bishop dan Pemerikaan Ultrasound Serviks unutk Prediksi Waktu Onset Persalinan dan Lama Waktu Persalinan pada Kehamilan Berkepanjangan

E. STROBEL*†, P. SLADKEVICIUS*, L. ROVAS*, F. DE SMET‡, E. DEJIN KARLSSON† andL. VALENTIN**Obstetric, Gynecological and Prenatal Ultrasound Research Unit, Department of Clinical Sciences, Lund University, Malmo,¨ Sweden,†Faculty of Health and Society, Department of Nursing, Malmo¨ University, Malmo,¨ Sweden and ‡Department of Electrical Engineering, ESAT-SCD, Katholieke Universiteit Leuven, Belgium

K E Y W O R D S: cervix uteri; labor onset; prolonged pregnancy; ultrasonography

A B S T R A K

Tujuan Untuk mengetahui kemampuan skor Bishop dan USG serviks untuk memprediksi waktu persalinan untuk onset persalinan spontan dan waktu persalinan pada kehamilan berkepanjangan.

Metode Sembilan puluh tujuh wanita menjalani pemeriksaan USG transvaginal dan palpasi serviks di 291-296 hari kehamilan menurut USG fetometry di 12-20 minggu kehamilan. Sonografi cervical panjang dan skor Bishop dicatat. Analisis multivariate regresi logistik digunakan untuk variabel prediktor independen dari awal persalinan / melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam, dan ≤ 96jam . karakteristik penerima-operasi (ROC) kurva untuk menilai kinerja diagnostik.

Hasil. Pada wanita nulipara (n = 45), keduanya baik Bishop dan oenilaian sonografi panjang serviks diperkirakan untuk waktu persalinan / melahirkan ≤ 24 jam dan ≤ 48 jam (area di bawah ROC kurva untuk awal persalinan ≤ 24 jam 0,79 vs 0,80, P = 0,94; untuk melahirkan ≤ 24 jam 0.81 vs 0.85, P = 0,64; untuk awal persalinan ≤ 48 h 0,73 vs 0,74, P = 0,90; untuk melahirkan ≤ 48 jam 0.77 vs. 0.71, P = 0.50). Hanya dengan skor Bishop membedakan antara wanita nulipara yang akan melahirkan/beralin kedalam ≤ 96 jam atau > 96 jam. Model regresi logistik termasuk skor Bishop dan A logistic regression model including Bishop score and panjang servikal lebih baik dibandingkan hanya menggunakan skor Bishop saja untuk memprediksi waktu persalinan ≤ 24 jam (area dibawah kurva ROC 0.93 vs. 0.81, P = 0.03) dan lebih baik dari Bsihop skor saja atau oanjang serviks saja dalam memprediksi onser waktu bersalin ≤ 24 jam (area dibawah

kurava ROC 0.90 vs. 0.79, P = 0.06; dan 0.90 vs. 0.80, P = 0.06). Pada wanita hamil (n = 52), Bishop sckor dan USG panjang seviks memprediksi onset bersalin/melahirkan ≤ 24 jam (area dibawah kurva ROC untuk persalinan 0.75 vs. 0.69, P = 0.49; untuk melahirkan 0.74 vs. 0.70, P = 0.62), tapi hanya skor Bishop yangdapat membedakan antara wanita yang akan bersalin/merlahirkan kedalam ≤ 48 jam dan > 48 jam. Tiga wanita hamil tidak akan bersalin dan enam tidak akan melahirkan dalam 96 jam.Pada wanita hamil model regresi logistiktermasuk skor Bishop dan panjang servik tidak substansial meningkatkan prediksi waktu untuk onset persalinan / melahirkan.

Kesimpulan. Pada kehamilan berkepanjangan, skor Bishop dan usg panjang serviks mempunyai kemampuan yang sama untuk memprediksi waktu onset untuk persalinan dan melahirkan. Pada wanita nulipara penggunan model regresi logistik termasuk skor Bishop dan panjang serviks kemungkinan untuk menawarkan prediksi yang lebih baik dari awal persalinan / melahirkan ≤ 24 jam dari penggunaan Bishop skor saja. Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd.

PENDAHULUAN

Standar intrnasional merekomendasikan definisi standar dari kehamilan yang berkepanjangan, WHO tahun 1997, adalah usia kehamilan yang ≥ 42 minggu, i.e. ≥ 294 hari. Definisi ini disetujui oleh American College of Obstetricians and Gynecologists (ACOG) dan International Federation of Gynecology and Obstetrics (FIGO)1 – 3. Beberapa penelitian retrospektif telah mengkonfirmasi bahwa kehamilan yang berkepanjangan melampaui jangka disertai dengan peningkatan risiko gawat janin dan perinatal dan kematian neonatal4 – 6. Resiko komplikasi maternal juga akan ikut

meningkat5. Karena peningkatan resiko kehamilan berkepanjangan telah dipertimabangkan oleh banyak ahli

Correspondence to: E. Strobel, Kvinnokliniken, Universitetssjukhuset MAS, S-20502 Malmo,¨ Sweden (e-mail: ewa.strobel@skane.se)

Accepted: 15 December 2005

Cervix in prolonged pregnancy

Sebagai indikasi untuk persalinan induksi persalinan bahkan dengan adanya komplikasi yang belum jelas, dan kehamilan lewat bulan biasanya merupaka indikasi untuk persalinan induksi. Padatahun 2004, 29% dari persalinan yang diinduksi Malmo¨ University Hospital dilakukan pada usia kehamilan ≥ 294 hari. Bagaimanapun, persalinan yang diinduksi bukan tanpa resiko7,8, dan kehamila lewat bulan juga dengan

ekspektasi berhasil9. Saat memustuskan lebih baik diinduksi atau tidak, itu akan sangat membantu apabila mempunyai akses ke metode yang mampu memprediksi kemungkinan timbulnya persalinan spontan atau melahirkan dalam jangka waktu tertentu. Skor bishop10 dan panjang serviks sebagaimana dinilai melalui USG atau panjang kehamilan bisa sangat membantu.

Tujuan dari penelitian ini untuk menentukan kemampuan Bishop skor dan USG panjang serviks –baik salah satu atau kombinasi- unutk memprediksi waktu onset persalinan normal dan waktu melahirkan pada wanita dengan kehamilan lewat bulan.

S U B J E K D A N M E T O D E

Wanita hamil secara rutin terlihat di departemen antenatal kami untuk pemeriksaan pertama kehamilannya pada usia 42 + 0 minggu. Apabila wanita hamil mencapai usia 42 + 0 minggu pada akhir minggu, penilaian dapat selesau pada hari kerja. Sebagai hasilnya, beberpa wanita memiliki pemeriksaan post-term pertamanya sebelum usiakehamilan 42 + 0 minggu. Berdasarkan hasil dari pemeriksaan janin dan calon ibu, dokter yang menangani dapat memustuskan apakah digunakan induksi atau menunggu persalinan spontan. Rutinitas kami adalah unutk menginduksi persalinan hanya apabila ada kasus komplikasi, persalinan diinduksi saat usia 43 + 0 minggu walaupun tiada komplikasi.

Antara Mei 2002 dan Mei 2003 semua wanita hamil yang datang untuk pemeriksaan pertamanya ditanyakan untuk berpartisipasi dalam penelitian ini i.e. untuk menjalani USG transvaginal untuk menilai cerviks sesegera mungkin sebelum pemeriksaan posterm sebenarnya. Kriteria entri kami adalah: kehamilan tunggal, janin hidup dalam presentasi kepala, tidak ada plasenta previa, membran utuh, tidak dalam persalinan dan tidak ada perdarahan vagina pada saat pemeriksaan USG, dan usia kehamilan ditentukan oleh USG fetometry pada usia kehamilan 12-20 minggu . Kriteria eksklusi kami adalah: pre-vious biopsi kerucut, informasi yang hilang tentang skor Bishop, induksi persalinan, atau bedah caesar sebelum onset persalinan spontan. Demografi latar belakang data dan riwayat obstetri diperoleh oleh operator (E.S.) yang mewawancarai para wanita segera sebelum pemeriksaan USG. Informasi tentang hasil kehamilan diambil dari catatan medis.

Para wanita diperiksa dengan ultrasonografi dalam posisi dorsal litotomi dengan kandung kemih kosong. Semua pemeriksaan dilakukan oleh E.S. Probe transvaginal perlahan-lahan dimasukkan ke dalam vagina dan ditempatkan dekat dengan bibir anterior serviks, tanpa mengerahkan tekanan pada leher rahim untuk menghindari distorsi serviks.

299

Baik tekanan pada fundus atau suprapubik telah diterapkan. Sebuah pesawat sagital melalui leher rahim mengidentifikasi mana os internal, leher rahim dan os serviks eksternal yang terlihat. Gambar itu kemudian diperbesar sehingga leher rahim terlihat sekitar 75% dari layar. panjang serviks diukur dari luar ke os serviks dalam, perhatian harus diberikan untuk menyertakan hanya itu segmen kanal serviks yang berbatasan dengan mucosa endoserviks. Tiga teknis mereplikasi pengukuran yang baik akan diambil, dan rata-rata dari tiga pengukuran digunakan untuk analisis statistik. Setiap pengukuran diambil dari gambar baru. Semua pemeriksaan didokumentasikan pada hard copy dan di rekaman video. Peralatan yang digunakan adalah GE Voluson 730 Ahli sistem USG (GE Healthcare, Zipf, Austria) dilengkapi dengan probe transvaginal 3-9-MHz.

Setelah pemeriksaan USG dokter kandungan yang bertugas di bangsal persalinan – tidak mengetagui hasil USG - dilakukan pemeriksaan digital serviks dan mencatat hasil (skor Bishop) pada formulir studi khusus. Skor Bishop dimodifikasi digunakan dengan skor 0, 1, atau 2 yang ditugaskan untuk penipisan serviks, konsistensi, posisi, dan dilatasi, dan stasiun bagian presentasi janin, yang terendah Bishop skor menjadi nol dan maksimum mungkin skor menjadi 10.

Semua perhitungan statistik dilakukan dengan menggunakan Paket Statistik untuk Ilmu Sosial (SPSS Inc, Chicago, IL, USA, versi 12.0.1, 2003). Analisis dibuat secara terpisah untuk wanita nulipara dan parous. Signifikansi statistik perbedaan ditentukan dengan menggunakan analisis regresi logistik univariat. Regresi logistik multivariat dengan seleksi bertingkat unutk varibael telah digunakan untuk menentukan variabel mana yang berhubungan secara independen dengan onset persalinan normal ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 jam dan melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 jam, dan untuk membuat model untuk memprediksi onset persalinan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 jam dan melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 jam. Variabel hasil dipilih sebagai prioritas. Onset dari persalinan didefinisikan sebagai waktu saat kontraksi uterus reguler dengan setidaknya dua kontraksi dalam 10 menit. when uterine contractions were regular with at least two contractions per 10 minutes. Tes rasio kemungkinan digunakan untuk menentukan variabel yang termasuk ke dalam model regresi logistik, P <0,05 menjadi ambang batas untuk dimasukkan. Variabel yang diuji dalam proses pembentukan model adalah: skor Bishop, panjang serviks dalam mm, dan usia kehamilan di hari pada pemeriksaan. Tujuan dari proses pembentukan model adalah untuk mendapatkan datayang 'baik cocok' dengan sedikitnya jumlah variabel independen. Aplikasi dari persamaan regresi data dari setiap wanita memiliki kemungkinan untuk wanita menjalanni persalinan spontan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam atau ≤ 96 jam atau unutk melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam atau ≤ 96 jam, skala kemungkinan dari 0-1. Kurva Receiver–operating

characteristics (ROC) 12 digambar untuk setiap tes diagnostik (yaitu skor Bishop, panjang serviks sonografi, dan masing-masing model regresi logistik) untuk mengevaluasi kemampuan diagnostik nya. Area di bawah kurva ROC dan interval kepercayaan 95% (CI) dari daerah ini dihitung. Jika batas bawah dari CI untuk area di bawah kurva ROC adalah > 0,5,

Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305.

300

tes diagnostik dianggap memiliki potensi diskriminatif. Signifikan stastitik untuk perbedaan areu dibawah kurva ROC diantara tes diagnostik untuk menentukan menggunakan

metode yang dideskripsikan oleh Hanley dan McNeil13,14

menggunakan program komputer yang disesuaikan dibuat oleh MATLAB (Version 6.0.0.88 release 12) di desain oleh salah satu co-authors (F.deS.). Kurva ROC juga digunakan untuk menentukan secara matematis nilai perpotongan nilai unutk setiap tes diagnosti, Nilai perpotongan yang paling baik didefinisikan sebagai yang sesuai dengan titik pada kurva

ROC terletak paling jauh dari garis referensi 12. Sensitivitas, tingkat false-positif, dan rasio kemungkinan positif dan negatif dari nilai cut-off matematis optimal sehubungan dengan awal persalinan / melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 h juga dihitung. Two-tailed P ≤ 0,05 dianggap signifikan secara statistik.Etika komite fakultas kedokteran dari Universitas Lund, Swedia, menyetujui protokol penelitian. persetujuan tertulis diinformasikan diperoleh dari semua wanita setelah sifat prosedur telah sepenuhnya menjelaskan kepada mereka.

HASIL

Dari 218 wanita berturut-turut yang diminta untuk berpartisipasi 205 setuju. Dari jumlah tersebut, 116 mengalami persalinan spontan. 19 dari 116 wanita yang melahirkan spontan

Strobel et al.

Dieksklusikan karena informasi yang hilang untuk Bishop skor (n = 13) atau karena telah melakuakan biopsy (n = 6). Dengan demikian, populasi penelitian kami terdiri dari 97 wanita, 45 nulipara dan 52 parous. Karakteristik populasi penelitian kami ditunjukkan pada Tabel 1.Hasil analisis univariat ditunjukkan pada Tabel 2 dan 3. Pada wanita nulipara, skor Bishop secara statistik signifikan lebih tinggi pada wanita yang mengalami persalinan / melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 h, dan sonografi panjang serviks secara statistik secara signifikan lebih pendek pada mereka yang persalinan / melahirkan ≤ 24 jam dan ≤ 48 jam. Pada wanita parous, skor Bishop secara statistik signifikan lebih tinggi pada wanita yang mengalami persalinan / disampaikan ≤ 24 jam dan ≤ 48 jam, dan sonografi panjang serviks secara statistik signifikan lebih pendek pada mereka yang pergi ke yang persalinan / melahirkan ≤ 24 jam. Hanya tiga perempuan yang persalinan / melahirkan dan hanya enam tidak melahirkan pada 96 jam.

Hasil analisis regresi logistik multivariat ditunjukkan pada Tabel 4. Usia kehamilan tidak dimasukkan model regresi logistik. Pada wanita nulipara, baik Bishop mencetak gol dan sonografi panjang serviks adalah prediktor independen dari awal persalinan ≤ 24 jam dan pengiriman ≤ 24 jam dan dari awal persalinan ≤ 48 jam.Hanya skor Bishop meripakan prediktor independent untuk persalinan ≤ 48 jam dan onset persalinan ≤ 96 jam dan melahirkan ≤ 96 jam. Pada wanita parous, baik Bishop skor dan USG

Table 1 Characteristics of the study population (n = 97)

Nulliparous women (n = 45) Parous women (n = 52) All

Maternal age, mean ± SD (range), years 30 ± 4.8 (18–43) 32 ± 4.8 (21–41) 31 ± 4.8 (18–43)Gestational age at examination, median (range), days 294 (291–296) 294 (291–296) 294 (291–296)Bishop score, median (range); 5 (1–9) 6 (1–9) 6 (1–9)

10th, 90th percentile 3, 7 3, 9 3, 8Cervical length, median (range), mm; 12.1 (2.8–43.6) 14.5 (3.2–46.9) 13.4 (2.8–46.9)

10th, 90th percentile, mm 6.7, 32.0 6.2, 27.2 6.7, 29.4Time to onset of labor, median (range), h; 46.6 (0.25–179.5) 17.3 (0.96–137.2) 30.8 (0.25–179.5)

10th, 90th percentile, h 6.5, 147.4 3.8, 95.8 4.7, 128.4Time to delivery, median (range), h; 53.4 (11.6–189.2) 24.7 (3.6–142.9) 39.2 (3.6–189.2)

10th, 90th percentile, h 15.8, 158.1 6.5, 100.0 9.9, 135.3Onset of labor < 24 h, n (%) 16(36) 28(54) 44 (45)Delivery < 24 h, n (%) 13(29) 26(50) 39 (40)Onset of labor < 48 h, n (%) 22(49) 36(69) 58 (60)Delivery < 48 h, n (%) 22(49) 35(67) 57 (59)Onset of labor < 96 h, n (%) 32(71) 48(92) 80 (82)Delivery < 96 h, n (%) 31(69) 46(88) 77 (79)Epidural analgesia, n (%) 11(24) 3(6) 14 (14)Oxytocin augmentation, n (%) 31(69) 17(33) 48 (49)Mode of delivery, n (%)

Partus normalis 24(53) 46(88) 70 (72)Perineotomy 6 (13) 4(8) 10 (10)Perineotomy and external pressure 9 (20) 0 9 (9)Vacuum extraction 2(4) 0 2 (2)Cesarean section 4(9) 2(4) 6 (6)

Indication for Cesarean section, nPrimary weakness of labor 2 0 2Secondary arrest of labor 1 1 2Mother’s request 0 1 1Epileptic fit 1 0 1

Apgar score < 7 at 1 min, n (%) 2(4) 1(2) 3 (3)Apgar score < 7 at 5 min, n (%) 1(2) 2(4) 3 (3)

Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305.

Copyright 2006 ISU

OG

. Published by John Wiley &

Sons, Ltd.U

ltrasound Obstet G

ynecol 2006; 28: 298–305.

Table 2 Cervical length, Bishop score, parity and gestational age at examination for women with spontaneous onset of labor ≤ 24 h vs. > 24 h, ≤ 48 h vs. > 48 h, and ≤ 96 h vs. > 96 h

≤ 24 h > 24 h P ≤ 48 h > 48 h P ≤ 96 h > 96 h P

Nulliparous women (n = 44*) n = 16 n = 28 n = 22 n = 22 n = 32 n = 12Cervical length, median (range), mm; 10.3 (4.6–13.7) 14.4 (2.8–43.6) <0.0001 11.2 (2.8–34.6) 14.4 (9.2–43.6) 0.005 12.3 (2.8–39.8) 13.0 (9.2–43.6) 0.31110th, 90th percentile 5.3, 13.6 9.4, 35.6 4.9, 25.3 9.4, 38.4 5.6, 30.0 9.3, 41.0Bishop score, median (range); 6 (3–9) 5 (1–7) 0.001 6 (3–9) 5 (1–7) 0.008 6 (2–9) 5 (1–7) 0.02410th, 90th percentile 3.7, 8.3 2.0, 7.0 3.0, 8.0 2.0, 7.0 3.0, 7.7 1.3, 6.7Gestational age at examination, median (range), days; 293 (291–294) 294 (291–296) 0.446 293 (291–294) 294 (291–296) 0.263 294 (291–296) 294 (291–294) 0.59110th, 90th percentile 292, 294 292, 294 292, 294 291, 294 292, 294 291, 294

Parous women (n = 51*) n = 28 n = 23 n = 36 n = 15 n = 48 n = 3Cervical length, median (range), mm; 13.6 (3.2–27.9) 17.7 (5.9–46.9) 0.006 14.2 (3.2–46.9) 17.0 (5.9–43.3) 0.391 14.4 (3.2–46.9) 20.8 (20.8–23.0) 0.34710th, 90th percentile 4.8, 22.9 8.3, 40.1 5.5, 28.0 6.7, 32.7 5.8, 27.9Bishop score, median (range); 7 (1–9) 4 (2–9) 0.003 7 (1–9) 4 (3–9) 0.036 6 (1–9) 4 (4–5) 0.25010th, 90th percentile 2.9, 9.0 3.0, 7.6 2.7, 9.0 3.0, 7.8 3.0, 9.0Gestational age at examination, median (range), days; 294 (291–296) 293 (291–296) 0.322 294 (292–296) 293 (291–296) 0.768 294 (291–296) 294 (293–294) 0.568

10th, 90th percentile 292, 294 292, 294 292, 294 292, 295 292, 294

*For one woman in both groups information about time of onset of labor is missing.

Table 3 Cervical length, Bishop score, parity and gestational age at examination for women who delivered ≤ 24 h vs. > 24 h, ≤ 48 h vs. > 48 h and ≤ 96 h vs. > 96 h

≤ 24 h > 24 h P ≤ 48 h > 48 h P ≤ 96 h > 96 h P

Nulliparous women (n = 45) n = 13 n = 32 n = 22 n = 23 n = 31 n = 14Cervical length, median (range), mm; 8.2 (4.6–13.7) 13.5 (2.8–43.6) <0.0001 11.2 (4.6–34.6) 14.0 (2.8–43.6) 0.014 11.8 (2.8–39.8) 12.5 (9.2–43.6) 0.40910th, 90th percentile 5.0, 13.5 9.3, 35.0 5.6, 25.3 9.3, 37.9 5.6, 30.1 9.3, 39.3Bishop score, median (range); 6 (4–9) 5 (1–8) <0.0001 6 (3–9) 5 (1–7) 0.001 6 (2–9) 5 (1–7) 0.04810th, 90th percentile 4.4, 9.0 2.0, 7.0 3.3, 8.7 2.0, 7.0 3.0, 8.0 1.5, 7.0Gestational age at examination, median (range), days; 293 (292–294) 294 (291–296) 0.720 294 (291–294) 294 (291–296) 0.510 294 (291–296) 294 (291–294) 0.30810th, 90th percentile 292, 294 291, 294 292, 294 291, 294 292, 294 291, 294

Parous women (n = 52) n = 26 n = 26 n = 35 n = 17 n = 46 n = 6Cervical length, median (range), mm; 13.4 (3.2–24.2) 17.4 (5.9–46.9) 0.003 14.1 (3.2–46.9) 17.0 (5.9–43.3) 0.473 14.2 (3.2–46.9) 20.8 (10.7–23.0) 0.47010th, 90th percentile 4.7, 21.9 8.6, 37.6 5.4, 28.1 6.9, 29.2 5.8, 28.0Bishop score, median (range); 7 (1–9) 4 (2–9) 0.003 7 (1–9) 4 (3–9) 0.043 6 (1–9) 4 (3–6) 0.05110th, 90th percentile 3.4, 9.0 3.0, 8.0 2.6, 9.0 3.0, 8.2 3.0, 9.0Gestational age at examination, median (range), days; 294 (292–296) 294 (291–296) 0.281 294 (292–296) 293 (291–296) 0.590 294 (291–296) 294 (293–294) 0.217

10th, 90th percentile 292, 294 292, 294 292, 294 292, 294 292, 294

Cervix in prolonged pregnancy

301

302

Table 4 Results of logistic regression analysis models to predict time to onset of labor and delivery

Odds ratio estimate

Pointestimate 95% CI P

Nulliparous womenOnset of labor ≤ 24 h

Bishop score 2.212 1.215–4.028 0.002Cervical length 0.765 0.609–0.962 <0.0001

Delivery ≤ 24 hBishop score 2.555 1.238–5.274 0.001Cervical length 0.665 0.477–0.926 <0.0001

Onset of labor ≤ 48 hBishop score 1.562 1.002–2.435 0.035Cervical length 0.913 0.835–0.998 0.023

Delivery ≤ 48 hBishop score 1.895 1.205–2.979 0.001

Onset of labor ≤ 96 hBishop score 1.580 1.033–2.417 0.024

Delivery ≤ 96 hBishop score 1.439 0.983–2.105 0.048

Parous womenOnset of labor ≤ 24 h

Bishop score 1.559 1.132–2.146 0.003Delivery ≤ 24 h

Bishop score 1.376 0.989–1.916 0.048Cervical length 0.914 0.829–1.007 0.044

Onset of labor ≤ 48 hBishop score 1.383 1.006–1.901 0.036

Delivery ≤ 48 hBishop score 1.347 0.997–1.819 0.043

Onset of labor ≤ 96 h No variable predicted the outcome

Delivery ≤ 96 h No variable predicted the outcome

adalah prediktor independen dari melahirkan ≤ 24 jam, tetapi hanya skor Bishop adalah prediktor independen awal persalinan ≤ 24 jam dan dari awal persalinan ≤ 48 jam dan melahirkan ≤ 48 jam. Baik Bishop mencetak maupun panjang serviks diperkirakan awal persalinan atau melahirkan ≤ 96 jam pada wanita parous.

Are dibawah kurav ROC untuk skor Bishop, panjang serviks dan model regresi logistik dan sensitivitas, tingkat positif palsu dan positif dan negatif rasio dari nilai cut–off matematis berkaitan dengan memprediksi awal persalinan / melahirkan ≤ 24 jam, ≤ 48 jam dan ≤ 96 jam ditunjukkan pada Tabel 5. Bagi wanita nulipara, perbedaan di daerah di bawah kurva ROC dari model regresi logistik dan Bishop skor untuk memprediksi awal persalinan ≤ 24 jam itu dekat untuk menjadi signifikan secara statistik (area 0.902 vs 0,787, P = 0,061) dan serupa perbedaan di daerah di bawah kurva ROC dari model regresi logistik dan panjang serviks sonografi (0,902 vs 0,795, P = 0,057). Perbedaan di daerah di bawah kurva ROC dari model regresi logistik dan skor Bishop untuk memprediksi waktu melahirkan ≤ 24 jam secara statistik signifikan (area 0,933 vs 0,806, P = 0,035). Tidak ada perbedaan lain di daerah yang signifikan secara statistik atau dekat untuk menjadi signifikan secara statistik.

Strobel et al.

DISKUSI

Hail kami menunjukan bahwa skor Bishop dan usg panjang seviks mempunyai hasil kapasitas yang sama untuk memprediksi onset persalinan atau melahirkan ≤ 24 jam atau ≤ 48 jam keduanya pada multipara dan para, tetapi tidak ada yang merupakan prediktor yang (rasio positif yang rendah dan rasio negatif yang tinggi digunakan nilai potongan yang matematis). Pada wanita nulipara, model regresi logistik termasuk Bishop skor dan panjang serviks meningktakna prediksi secara statistik signifikan unutk melahirkan ≤ 24 jam dibandingkan dengan menggunakan skor Bishop sendiri dan prediksi peningkatan awal persalinan ≤ 24 jam sebagian signifikan secara statistik dibandingkan dengan menggunakan Bisho sendiri atau panjang serviks saja, dan model regresi logistik adalah prediktor yang cukup baik (daerah di bawah ROC kurva> 0,90, tinggi rasio kemungkinan positif dengan rasio kemungkinan negatif <0,3 menggunakan optimal cut-off). Secara keseluruhan, prediksi awal persalinan / melahirkan ≤ 24 jam tampaknya bekerja lebih baik dari prediksi ≤ 48 jam, prediksi awal persalinan / melahirkan ≤ 48 jam tampaknya bekerja lebih baik dari prediksi ≤ 96 jam, dan prediksi pada wanita nulipara tampak bekerja lebih baik dari prediksi pada wanita parous (lebih besar wilayah di bawah kurva ROC). Hasil kami mengkonfirmasi pengalaman klinis bahwa lebih sulit untuk memprediksi waktu untuk onset persalinan aterm pada wanita parous dibandingkan pada wanita nulipara, dan itu menegaskan pengalaman sehari-hari yang memprediksi apa yang akan terjadi dalam waktu dekat biasanya lebih akurat dari prediksi apa yang akan terjadi nanti.

Kami menemukan ini penting, ketika metode baru diperkenalkan - Pemeriksaan USG serviks - bahwa kinerja diagnostik mereka dibandingkan dengan metode diagnostik yang sudah mapan. Dalam beberapa studi di mana pemeriksaan USG serviks adalah disertai dengan palpasi serviks untuk memprediksi kelahiran prematur semua menunjukkan pemeriksaan USG serviks lebih unggul dari palpasi serviks. Apakah ini mencerminkan kebenaran atau dijelaskan oleh bias publikasi tidak pasti. Namun, baik Bishop dan sonografi panjang serviks adalah prediktor yang buruk untuk kelahiran prematur, pos-itive rasio kemungkinan dalam penelitian yang dikutip secara bervariasi 1,4-4,3 dan rasio kemungkinan negatif 0,3-0,8 (angka dihitung oleh kami atas berdasarkan hasil yang disajikan dalam artikel 15 - 18).

Pada penelitian dengan pemeriksaan USG serviks dibandingkan dengan palpasi serviks unutk memprediksi unutk tindakan induksi persalinan19-30, pemeriksaan USG dari serviks membuktikan lebihbaik dariapada palpasi serviks pada setengah dari penelitian25 – 30 dan palpasi serviks lebih baik daripada pmeriksan usg setengahnya lagi19 – 24. Baik Bishop skor dan sonografi panjang serviks adalah prediktor yang buruk untuk hasil induksi persalinan, rasio kemungkinan positif yang bervariasi 1,3-3,0 (kecuali rasio kemungkinan posi-tive dari 10 dalam satu ini19) dan rasio kemungkinan negatif 0,2-0,8. Ini adalah kemungkinan bahwa perbedaan hasil antara penelitian cited19 – 30 dapat dijelaskan oleh perbedaan pada populasi studi,

Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305.

Cervix in prolonged pregnancy 303

Table 5 Areas under receiver–operating characteristics (ROC) curves for Bishop score, cervical length, and logistic regression models and optimal cut-

off values with regard to predicting onset of labor/delivery ≤ 24 h, ≤ 48 h and ≤ 96 h, and the sensitivity, false-positive rate (1 − specificity), and positive

and negative likelihood ratios for the optimal cut-off

Area under ROC curveOptimal False-positivecut-off

LR+ LR−Estimate 95% CI value Sensitivity rate

Nulliparous womenOnset of labor ≤ 24 h

0.645–0.929 5* 0.75 0.25 3.0 0.25Bishop score 0.94 [ 0.787Cervical length

0.06 [0.795 0.06 0.662–0.928 13.9 (mm)† 1.00 0.46 2.2 —

Regression model1 0.902 0.804–1.000 0.69* 0.75 0 — 0.25Delivery ≤ 24 h

Bishop score 0.64 [ 0.806 0.672–0.941 5* 0.85 0.28 3.0 0.20Cervical length

0.12 [0.849 0.03 0.729–0.968 15.5 (mm)† 0.85 0.22 3.9 0.19

Regression model2 0.933 0.851–1.014 0.52* 0.85 0.06 14.2 0.16Onset of labor ≤ 48 h

0.572–0.878 5* 0.68 0.18 3.8 0.39Bishop score 0.90 [ 0.725Cervical length

0.20 [0.738 0.16 0.592–0.884 13.9 (mm)† 0.86 0.46 1.9 0.26

Regression model3 0.806 0.677–0.935 0.72† 0.55 0.05 11.0 0.47Delivery ≤ 48 h

Bishop score 0.769 ] 0.50 0.628–0.910 5* 0.73 0.17 4.2 0.32Cervical length 0.706 0.553–0.858 13.9 (mm)† 0.86 0.48 1.8 0.26

Onset of labor ≤ 96 hBishop score 0.706 0.538–0.874 5* 0.53 0.17 3.1 0.56Cervical length 0.604 0.422–0.786 No discriminative capability

Delivery ≤ 96 h0.55 0.21 2.6 0.56Bishop score 0.669 0.502–0.837 5*

Cervical length 0.613 0.445–0.780 No discriminative capability

Parous womenOnset of labor ≤ 24 h

Bishop score 0.747 ] 0.49 0.605–0.889 5* 0.79 0.30 2.6 0.30Cervical length 0.686 0.537–0.836 15.7 (mm)† 0.75 0.35 2.1 0.38

Delivery ≤ 24 h0.599–0.880 5* 0.81 0.35 2.3 0.29Bishop score 0.62 [ 0.740

Cervical length0.23 [

0.697 0.70 0.533–0.840 15.7 (mm)† 0.77 0.39 2.0 0.37Regression model4 0.757 0.621–0.894 0.49* 0.81 0.30 2.7 0.27

Onset of labor ≤ 48 hBishop score 0.697 0.540–0.855 5* 0.69 0.27 2.6 0.42Cervical length 0.594 0.422–0.767 No discriminative capability

Delivery ≤ 48 hBishop score 0.681 0.523–0.838 5* 0.71 0.29 2.4 0.47Cervical length 0.583 0.416–0.750 No discriminative capability

Onset of labor ≤ 96 hAnalysis meaningless, because only three parous women had not gone into labor at 96 h

Delivery ≤ 96 hAnalysis meaningless, because only six parous women had not given birth at 96 h

Numbers in bold with square brackets as pointers are Ps showing the statistical significance of differences in area under the ROC curves. *Larger values of the test result indicate stronger evidence for the outcome. †Smaller values of the test result indicate stronger evidence for the outcome. LR+, positive likelihood ratio; LR−, negative likelihood ratio.

1 Probability of onset of labor ≤ 24 h, nulliparous women = [ez/(1 + ez)] where z = −1.151 + (0.794 × Bishop score) − (0.267 × cervical length in mm).

2 Probability of delivery ≤ 24 h, nulliparous women = [ez/(1 + ez)] where z = −1.717 + (0.938 × Bishop score) − (0.409 × cervical length in mm).

3 Probability of onset of labor ≤ 48 h, nulliparous women = [ez/(1 + ez)] where z = −0.928 + (0.446 × Bishop score) − (0.091 × cervical length in mm).

4 Probability of delivery ≤ 24 h, parous women = [ez/(1 + ez)] where z = −0.405 + (0.320 × Bishop score) − (0.090 × cervical length in mm).

Definisi dari variabel hasil, dan metode induksi. Metode pengukuran serviks juga dapat berbeda antar penelitian. Beberapa lebih suka menggunakan pengukuran beulang terpendek dari panjangs serviks31. Bagaimanapun, tidak ada data yangmendukung ide tersbut bahwa lebih baik dari berbagai pengukuran panjang serveks – rata-rata pengukuran-

Unutk memprediksi kelahiran preterm, waktu untuk onset persalinan aterm, atau keberhasilan induksi persalinan. Salah satu keuntungan menggunakan mean dari beberapa pengukuran adalah bahwa variabilitas intraobserver berkurang.

Kami tidak mengetahui adanya studi sebelumnya menyelidiki faktor yang memprediksi waktu untuk onset

Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305.

304

Persalinan atau melahirkan dengan kehamilan lewat bulan. Bagaimanapun, kami telah menemukan tiga penelitian yang menilai kemampuan pemeriksaan USG serviks di jangka memprediksi waktu dari pemeriksaan ke onset persalinan spontan 32 – 34. Pada dua penelitian kemampuan prediktif untuk panjang serviks tidak dibandingkan dengan metode lain32,33, tapihasilnya memperlihatkan usg panjang seviks dapat memprediksi baik kelahiran sebelum usia kehamilan 41 minggu atau setelag usia kehamilan 41 mingu 32,33. Penelitian

ketiga34 membandingkan palapsi serviks dengan usg cerviks dan menemukan bahwa Bishop skor dan usg panjang serviks pada usia kehamilan 39-40 minggu sama jeleknya sebagai prediktor dari onset persalinan spontan dalam 7 hari ( rasio positif 1.9 bagi keduaya, rasio negative 0.6 untuk usg panjang srviks dan 0.7 untuk Bishop skor, area dibawah kurva ROC tidak dilaporkan tetapi kemungkinan kecil judging from the illustrations in the publication). Analisis Rergresi logistik untuk menentukan apakah Bishop skor dan panjang servks merupakan prediktor independen dari waktu onset persalinan/melahirkan tidak digunakan. Tidak terdapat pada ketiga penelitian menilai kemampuan panjang serviks atau Bishop skor untuk memprediksi waktu onset persalinan atau melahirkan32 – 34 dianalisis secara terpisah untuk nulipara dan

wanita parous (salah satu studi33 memasukan hanya wanita primipara), dan tidak terdapat signifikan dari pemeriksaan usia kehamilan.

Hasil penelitian kami dan orang-orang dari Rozenberg et al. menunjukkan bahwa skor Bishop dan panjang serviks sonografi pada istilah atau melampaui jangka memiliki kemampuan yang sama untuk memprediksi waktu untuk terjadinya persalinan spontan. Hal ini tidak mengherankan, karena skor Bishop dan panjang serviks sonografi terkait, terabanya panjang serviks menjadi bagian dari skor Bishop (penipisan serviks). Karena dua metode tampaknya dipertukarkan adalah masalah selera untuk memilih. Skor Bishop murah, karena tidak ada peralatan teknis yang diperlukan, tetapi tergantujg pengalaman klinis yang - berbeda dengan pemeriksaan USG - seringkali cukup menyakitkan bagi wanita hamil.

KESIMPULAN

Singkatnya, pada wanita nulipara penggunaan model regresi logistik termasuk BAIK Bishop skor dan panjang serviks sonografi kemungkinan unmenawarkan prediksi yang lebih baik awal persalinan ≤ 24 jam daripada penggunaan Bshop skor saja atau sonografi panjang serviks saja. Prediksi dapat dikonfirmasi dalam studi prospektif, sampai dokter untuk memutuskan apakah peningkatan prediksi cukup baik untuk menggabungkan skor Bishop dengan pemeriksaan USG serviks. Prediksi pada wanita parous tampaknya kurang akurat dibandingkan pada wanita nulipara, dan di antara mereka penggabungan informasi dari skor Bishop dan panjang serviks sonografi tampaknya tidak menawarkan keuntungan lebih dengan menggunakan salah satu dari dua saja. Baik Bishop score ataupun usg panjang serviks atau kombinasi

Strobel et al.

Keduanya dapat secara akurat memprediksi onset dari

persalinan atau melahirkan ≤ 96 jam baik pada wanita nulipara

atau parous.

UCAPANTERIMAKASIH

Penelitian ini didukung oleh Fakultas Kesehatan dan Masyarakat di Malmo University, Medical Research Council Swedia (hibah nos. K2001-72X-11605-06A dan K2002-72X-11605-07B), dua hibah pemerintah (forskning daerah Landstingsfinansierad, wilayah Skåne dan ALF-medel), dan Dana dikelola oleh Rumah Sakit Universitas Malmo.

REFERENCES

1. World Health Organization (WHO). Recommended definition terminology and format for statistical tables related to the perinatal period and rise of a new certification for cause of perinatal deaths. Modifications recommended by FIGO as amended, October 14, 1976. Acta Obstet Gynecol Scand 1977; 56: 247–253.

2. American College of Obstetricians and Gynecologists (ACOG).Management of post term pregnancy. Practice Patterns No. 6. American College of Obstetricians and Gynecologists: Washington, DC; 1997.

3. International Federation of Gynecology and Obstetrics (FIGO).Report of the FIGO subcommittee on Perinatal Epidemiology and Health Statistics following a workshop in Cairo, November 11–18, 1984. International Federation of Gynecology and Obstetrics: London, 1986; 54.

4. Divon MY, Haglund B, Nisell H, Olausson Otterblad P, West-gren M. Fetal and neonatal mortality in the post-term preg-nancy: The impact of gestational age and fetal growth restric-tion. Am J Obstet Gynecol 1998; 178: 726–731.

¨

5. Campbell K, Ostbye T, Irgens LM. Post-term birth: Risk factors and outcomes in a 10-year cohort of Norwegian births. Obstet Gynecol 1997; 89: 543–548.

6. Ingemarsson I, Kjall¨en´ K. Stillbirths and rate of neonatal deths in 76 761 post-term pregnancies in Sweden, 1982–1991: a register study. Acta Obstet Gynecol Scand 1997; 76: 658–662.

7. Seyb ST, Berka RJ, Socol ML, Dooley SL. Risk of Cesarean delivery with elective induction of labor at term in nulliparous women. Obstet Gynecol 1999; 94: 600–607.

8. Yeast JD, Jones A, Poskin M. Induction of labor and the relationship to Cesarean delivery: review of 7001 consecutive inductions. Am J Obstet Gynecol 1999; 180: 628–633.

9. Freeman RK, Lagrew DC Jr. Postdate pregnancy. In Obstetrics, normal and problem pregnancies, Gabbe SG, Niebyl JR, Simpson JL (eds). Churchill Livingstone: Philadelphia, PA, 1996; 887–897.

10. Bishop EH. Pelvic scoring for elective induction. Obstet Gynecol 1964; 24: 266–268.

11. Sonek J, Shellhaas C. Cervical sonography: a review. Ultra-sound Obstet Gynecol 1998; 11: 71–78.

12. Richardson DK, Schwartz JS, Weinbaum PJ, Gabbe SG. Diag-nostic tests in obstetrics: a method for improved evaluation. Am J Obstet Gynecol 1985; 152: 613–618.

13. Hanley JA, McNeil BJ. The meaning and use of the area under a receiver–operating characteristic (ROC) curve. Radiology 1982; 143: 29–36.

14. Hanley JA, McNeil BJ. A method of comparing the areas under receiver–operating characteristic curves derived from the same cases. Radiology 1983; 148: 839–843.

15. Berghella V, Tolosa JE, Kuhlman K, Weiner S, Bolognese RJ, Wapner RJ. Cervical ultrasonography compared with manual examination as a predictor of preterm delivery. Am J Obstet Gynecol 1997; 177: 723–730.

Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305.

Cervix in prolonged pregnancy 305

¨16. Onderoglu LS. Digital examination and transperineal ultrasono-graphic

measurement of cervical length to assess risk of preterm delivery. Int J Gynaecol Obstet 1997; 59: 223–228.

17. Gomez R, Galasso M, Romero R, Mazor M, Sorokin Y, Goncalves L, Treadwell M. Ultrasonographic examination of the uterine cervix is better than cervical digital examination as a predictor of the likelihood of premature delivery in patients with preterm labor and intact membranes. Am J Obstet Gynecol 1994; 171: 956–964.

18. Iams JD, Paraskos J, Landon MB, Teteris JN, Johnson FF. Cervical sonography in preterm labor. Obstet Gynecol 1994; 84: 40–46.

19. Chandra S, Crane JM, Hutchens D, Young DC. Transvaginal ultrasound and digital examination in predicting successful labor induction. Obstet Gynecol 2001; 98: 2–6.

20. Gonen R, Degani S, Ron A. Prediction of successful induction of labor: comparison of transvaginal ultrasonography and the Bishop score. Eur J Ultrasound 1998; 7: 183–187.

21. Reis FM, Gervasi MT, Florio P, Bracalente G, Fadalti M, Severi FM, Petraglia F. Prediction of successful induction of labor at term: role of clinical history digital examination, ultrasound assessment of the cervix, and fetal fibronectin assay.Am J Obstet Gynecol 2003; 189: 1361–1367.

22. Roman H, Verspyck E, Vercoustre L, Degre S, Col JY, Firmin JM, Caron P, Marpeau L. Does ultrasound examination when the cervix is unfavorable improve the prediction of failed labor induction? Ultrasound Obstet Gynecol 2004; 23: 257–262.

23. Roman H, Verspyck E, Vercoustre L, Degre S, Col JY, Firmin JM, Caron P, Marpeau L. The role of ultrasound and fetal fibronectin in predicting the length of induced labor when the cervix is unfavorable. Ultrasound Obstet Gynecol 2004; 23: 367–373.

24. Rozenberg P, Chevret S, Chastang C, Ville Y. Comparison of digital and ultrasonographic examination of the cervix in predicting time interval from induction to delivery in women with a low Bishop score. BJOG 2005; 112: 192–196.

25. Gabriel R, Darnaud T, Chalot F, Gonzalez N, Leymarie F, Quereux C. Transvaginal sonography of the uterine cervix prior to labor induction. Ultrasound Obstet Gynecol 2002; 19: 254–257.

26. Pandis GK, Papageorghiou T, Ramanathan VG, Thompson MO, Nicolaides KH. Preinduction sonographic measure-ment of cervical length in the prediction of successful induction of labor. Ultrasound Obstet Gynecol 2001; 18: 623–628.

27. Rane SM, Pandis GK, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Pre-induction sonographic measurement of cervical length in prolonged pregnancy: the effect of parity in the prediction of induction-to-delivery interval. Ultrasound Obstet Gynecol 2003; 22: 40–44.

28. Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. Pre-induction sonographic measurement of cervical length in prolonged pregnancy: the effect of parity in the prediction of the need of Cesarean section. Ultrasound Obstet Gynecol 2003; 22: 45–48.

29. Rane SM, Guirgis RR, Higgins B, Nicolaides KH. The value of ultrasound in the prediction of successful induction of labor.Ultrasound Obstet Gynecol 2004; 24: 538–549.

30. Yang SH, Roh CR, Kim JH. Transvaginal ultrasonography for cervical assessment before induction of labor. J Ultrasound Med 2004; 23: 375–382.

31. Iams JD, Goldenberg RL, Meis PJ, Mercer BM, Moawad A, Das A, Thom E, McNellis D, Copper RL, Johnson F, Roberts JM. The length of the cervix and the risk of spontaneous premature delivery. National Institute of Child Health and Human Development Maternal Fetal Medicine Unit Network. N Engl J Med 1996; 334: 567–572.

32. Ramanathan G, Yu C, Osei E, Nicolaides KH. Ultrasound examination at 37 weeks’ gestation in the prediction of preg-nancy outcome: the value of cervical assessment. Ultrasound Obstet Gynecol 2003; 22: 598–603.

33. Vimercati A, Greco P, Lopalco PL, Loizzi V, Scioscia M, Mei L, Rossi AC, Selvaggi L. The value of ultrasonographic examina-tion of the uterine cervix in predicting post-term pregnancy. J Perinat Med 2001; 29: 317–321.

34. Rozenberg P, Goffinet F, Hessabi M. Comparison of the Bishop score, ultrasonographically measured cervical length, and fetal fibronectin assay in predicting time until delivery and typeof delivery at term. Am J Obstet Gynecol 2000; 182: 108–113.

Copyright 2006 ISUOG. Published by John Wiley & Sons, Ltd. Ultrasound Obstet Gynecol 2006; 28: 298–305.