Posición materna durante el período expulsivo del parto para pacientes con anestesia epidural
Resumen
Antecedentes
La analgesia epidural en el trabajo de parto prolonga el período expulsivo y aumenta el parto instrumental. Se ha indicado que una posición más vertical de la madre durante todo o parte del período expulsivo puede contrarrestar estos efectos adversos. Ésta es una actualización de una revisión Cochrane publicada en 2017.
Objetivos
Evaluar los efectos de diferentes posiciones de parto (posición vertical versus en decúbito) durante el período expulsivo, en resultados maternos y fetales importantes en pacientes con analgesia epidural.
Métodos de búsqueda
Se hicieron búsquedas en el registro de ensayos del Grupo Cochrane de Embarazo y Parto (Cochrane Pregnancy and Childbirth’s Trials Register), ClinicalTrials.gov, en la WHO International Clinical Trials Registry Platform (ICTRP) (5 junio 2018), y en listas de referencias de estudios recuperados.
Criterios de selección
Todos los ensayos aleatorios o cuasialeatorios que incluyeron a embarazadas (primigrávidas o multigrávidas) durante el período expulsivo de un parto inducido o espontáneo y que recibieron analgesia epidural de cualquier tipo. Los ensayos asignados al azar de forma grupal habrían sido elegibles para inclusión en esta revisión, pero no se encontraron ensayos de este tipo. Los estudios publicados sólo en forma de resumen también fueron elegibles.
Se asumió que la intervención experimental era la adopción por parte de la madre de cualquier posición vertical durante el período expulsivo, en comparación con la intervención de control que consistía en adoptar cualquier posición en decúbito.
Obtención y análisis de los datos
Dos autores de la revisión evaluaron de forma independiente los ensayos para su inclusión, evaluaron los riesgos de sesgo y extrajeron los datos. Se estableció contacto con los autores de los estudios para obtener los datos que faltaban. La calidad de la evidencia se evaluó con criterios GRADE.
Se realizó un análisis de sensibilidad planificado de los tres estudios con bajo riesgo de sesgo para la ocultación de la asignación y el informe incompleto de los datos de resultado, y se excluyó otro estudio con una cointervención (no se había predeterminado).
Resultados principales
En esta actualización se incluyeron ocho ensayos controlados aleatorios con 4464 pacientes que compararon posiciones verticales versus posiciones en decúbito. Cinco se llevaron a cabo en el Reino Unido, uno en Francia y dos en España.
El ensayo más grande del Reino Unido representó tres cuartos de todas las participantes de la revisión y se consideró que tuvo bajo riesgo de sesgo. Otros dos ensayos se consideraron con bajo riesgo de sesgo de selección y desgaste. Cuatro estudios se consideraron con riesgo incierto o alto de sesgo de selección y de desgaste y un estudio se consideró con alto riesgo de sesgo debido a una cointervención. Los ensayos variaron en los comparadores, cinco estudios compararon diferentes posiciones (vertical y en decúbito), dos compararon deambulación (en decúbito) con ninguna deambulación y un estudio comparó cambios posturales guiados por un fisioterapeuta con una posición en decúbito.
En general puede haber poca o ninguna diferencia entre las posiciones verticales y en decúbito en el resultado primario combinado de parto quirúrgico (cesárea o vaginal instrumental): cociente de riesgos [CR] promedio 0,86; intervalo de confianza [IC] del 95%: 0,70 a 1,07; ocho ensayos, 4316 mujeres; I2 = 78%; evidencia de baja calidad. No está claro si la posición vertical tiene alguna repercusión sobre la cesárea (CR 0,94; IC del 95%: 0,61 a 1,46; ocho ensayos, 4316 mujeres; I2 = 47%; evidencia de muy baja calidad), el parto vaginal instrumental (CR 0,90; IC del 95%: 0,72 a 1,12; ocho ensayos, 4316 mujeres; I2 = 69%) ni la duración del período expulsivo del trabajo de parto (diferencia de medias [DM] 6,00 minutos; IC del 95%: ‐37.46 a 49,46; tres ensayos, 456 mujeres; I2 = 96%), porque la calidad de la evidencia se consideró muy baja para estos resultados. La posición materna en el período expulsivo probablemente logra poco o ningún cambio en la hemorragia posparto (HPP), (HPP que requirió transfusión de sangre): CR 1,20; IC del 95%: 0,83 a 1,72; un ensayo, 3093 mujeres; evidencia de calidad moderada. La satisfacción materna con la experiencia general del parto fue algo inferior en el grupo en posición vertical: CR 0,95; IC del 95%: 0,92 a 0,99; un ensayo, 2373 mujeres. Menos neonatos nacieron con pH bajo del cordón umbilical en el grupo en posición vertical: CR 0,43; IC del 95%: 0,20 a 0,90; dos ensayos; 3159 lactantes; evidencia de calidad moderada.
Los resultados estuvieron menos claros en otros resultados maternos o fetales, incluido el traumatismo en el canal del parto que requirió sutura (CR promedio 1,00; IC del 95%: 0,89 a 1,13; tres ensayos, 3266 mujeres; I2 = 46%; evidencia de calidad baja), patrones electrocardiográficos fetales anormales que requirieron intervención (CR 1,69; IC del 95%: 0,32 a 8,84; un ensayo, 107 mujeres; evidencia de muy baja calidad) o ingreso a la unidad de cuidados intensivos neonatales (CR 0,54; IC del 95%: 0,02 a 12,73; un ensayo, 66 lactantes; evidencia de muy baja calidad). Sin embargo, los IC alrededor de algunas de estas estimaciones fueron amplios y no se pueden descartar efectos clínicamente importantes.
En el análisis de sensibilidad de los estudios con bajo riesgo de sesgo, las posiciones verticales aumentan las probabilidades de que las pacientes tengan un parto quirúrgico: CR 1,11; IC del 95%: 1,03 a 1,20; tres ensayos, 3609 mujeres; evidencia de alta calidad. En términos absolutos, esto equivale a 63 partos quirúrgicos más por 1000 pacientes (de 17 más a 115 más). Este aumento parece deberse al aumento de la cesárea en el grupo en posición vertical (CR 1,29; IC del 95%: 1,05 a 1,57; tres ensayos, 3609 mujeres; evidencia de alta calidad), que equivale a 25 cesáreas más por 1000 pacientes (de 4 más a 49 más). En el análisis de sensibilidad no hubo una repercusión clara sobre los partos vaginales instrumentales: CR 1,08; IC del 95%: 0,91 a 1,30; tres ensayos, 3609 mujeres; evidencia de baja calidad.
Conclusiones de los autores
Puede haber poca o ninguna diferencia en el parto quirúrgico entre las pacientes que adoptan posiciones en decúbito o supinas durante el período expulsivo con una analgesia epidural. Sin embargo, los estudios son heterogéneos, lo que probablemente está relacionado con diferencias en los diseños de los estudios y las intervenciones, las diferencias en la adherencia a la intervención asignada y los posibles sesgos de selección y desgaste. El análisis de sensibilidad de los estudios con bajo riesgo de sesgo indicó que las posiciones en decúbito pueden reducir la necesidad de parto quirúrgico y cesárea, sin aumentar el parto instrumental. Las madres pueden estar más satisfechas con la experiencia del parto al adoptar una posición en decúbito. Los estudios de esta revisión consideraron las posiciones laterales izquierda o derecha y en semidecúbito. Las posiciones en decúbito como tumbada sobre la espalda o litotomía por lo general no se utilizan debido a la posibilidad de compresión aorto cava, aunque se reconoce que estas posiciones en decúbito no fueron el centro de atención de los ensayos incluidos en esta revisión.
PICOs
Resumen en términos sencillos
Posición materna durante el período expulsivo del parto para pacientes con anestesia epidural
¿Cuál es el problema?
El trabajo de parto tardío, a veces llamado período expulsivo, se caracteriza por una fase latente o pasiva donde la madre presenta una dilatación completa y la cabeza del feto desciende sin que la madre empuje y una fase activa donde la madre tiene deseos de empujar y el feto nace.
Se deseaba determinar si las diferentes posiciones de parto (en posición vertical o acostada) durante el período expulsivo del trabajo de parto podrían cambiar los resultados del parto de las pacientes que han utilizado anestesia epidural para el alivio del dolor, así como los resultados de los recién nacidos. Los resultados incluyeron cesárea, parto instrumental, hemorragia excesiva o puntos después de desgarros en la vagina durante el parto. En los recién nacidos se analizó si afrontaron bien el trabajo de parto o necesitaron el ingreso a una unidad especial de atención a los recién nacidos. También se deseaba determinar las opiniones de las pacientes sobre la experiencia del parto y la satisfacción con el trabajo de parto. Ésta es una actualización de una revisión publicada por primera vez en 2013.
¿Por qué es esto importante?
La anestesia epidural es el método más efectivo para el alivio del dolor durante el trabajo de parto. Es un procedimiento conocido, aunque puede aumentar la duración del trabajo de parto y el uso de fórceps y ventosas para ayudar al parto. Estos partos instrumentales pueden causar prolapso posterior, pérdida de orina o coito doloroso. En años recientes las técnicas a dosis baja, también conocidas como epidurales "ambulantes (walking)" o "móviles", se han vuelto populares. Las dosis bajas permiten que las pacientes tengan más movilidad durante el trabajo de parto y que sea más fácil de asumir una posición vertical. Se ha indicado que dicha posición vertical puede facilitar el parto.
¿Qué evidencia se encontró?
En junio de 2018, se buscó la evidencia de ensayos controlados aleatorios. Esta revisión actualizada incluye ahora ocho estudios que incluyen a 4464 pacientes y recién nacidos. Uno de los estudios nuevos se realizó muy bien y representa tres cuartos de todas las pacientes de esta revisión. Se realizaron cinco ensayos en el Reino Unido, uno en Francia y dos en España. Compararon diversas posiciones verticales con posiciones acostadas (en decúbito).
En general puede haber poca o ninguna diferencia entre las posiciones verticales y acostadas entre los partos por cesárea o vaginales instrumentales (quirúrgicos) (ocho ensayos, 4316 mujeres; evidencia de baja calidad). Los estudios mostraron variaciones considerables en los hallazgos. Sin embargo, cuando se analizaron solo los estudios de alta calidad se encontró un efecto perjudicial claro de las posiciones verticales (tres ensayos, 3609 mujeres). Hubo evidencia de un mayor riesgo de parto quirúrgico (parto instrumental o por cesárea combinados) y un aumento de los partos por cesárea.
No hubo diferencias en el número de pacientes que presentaron desgarros que requirieron puntos (tres ensayos, 3266 mujeres; evidencia de calidad baja) o presentaron hemorragia excesiva (un ensayo; 3093 mujeres; evidencia de calidad moderada). No está claro si la posición vertical tiene alguna repercusión sobre el parto vaginal instrumental o la duración del período expulsivo, porque se encontró que la calidad de la evidencia fue muy baja para estos resultados.
Las madres estuvieron ligeramente más satisfechas con las posiciones acostadas (un ensayo; 2373 mujeres). Aunque con las posiciones acostadas más recién nacidos tuvieron altos niveles de ácidos en el cordón al nacer (dos ensayos; 3159 lactantes; evidencia de calidad moderada), no hubo otra evidencia de efectos perjudiciales en los recién nacidos. Las posiciones acostadas apropiadas fueron sobre el lado izquierdo o derecho, pero no tumbada sobre la espalda ni con las piernas levantadas en estribos.
¿Qué significa esto?
La evidencia general no mostró una diferencia clara en los partos quirúrgicos en las pacientes con una epidural durante el período expulsivo del trabajo de parto. Las diferencias en cómo de bien se diseñaron y realizaron los estudios, así como las diferentes posiciones adoptadas, pueden explicar lo anterior. Sin embargo, evidencia de alta calidad mostró mejores resultados en las pacientes que estuvieron acostadas sobre posiciones de lado y que evitaron estar tumbadas sobre la espalda. Estas posiciones dan lugar a más partos normales, una mejor experiencia y ningún efecto perjudicial para la madre o el recién nacido en comparación con una posición vertical.
Conclusiones de los autores
Summary of findings
| Upright position compared to recumbent position for the second stage of labour for women with epidural anaesthesia | ||||||
| Patient or population: women in the second stage of labour with epidural anaesthesia | ||||||
| Outcomes | Anticipated absolute effects* (95% CI) | Relative effect | № of participants | Certainty of the evidence | Comments | |
| Risk with recumbent position | Risk with upright position | |||||
| Maternal outcomes | ||||||
| Operative birth (caesarean or instrumental vaginal) | Study population | RR 0.86 | 4316 | ⊕⊕⊝⊝ | ‐ | |
| 554 per 1000 | 476 per 1000 | |||||
| Duration of second stage labour (minutes) (from time of randomisation to birth) | The mean duration of second stage labour across control groups ranged from 52.06 minutes to 124.3 minutes | MD 6.00 minutes higher (37.46 lower to 49.46 higher) | ‐ | 456 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ |
| Caesarean section | Study population | RR 0.94 | 4316 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 86 per 1000 | 81 per 1000 | |||||
| Instrumental vaginal birth | Study population | RR 0.90 | 4316 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 468 per 1000 | 421 per 1000 | |||||
| Trauma to birth canal requiring suturing | Study population | RR 1.00 | 3266 | ⊕⊕⊝⊝ | ‐ | |
| 840 per 1000 | 832 per 1000 | |||||
| Blood loss (greater than 500 mL) (trial authors defined it as PPH requiring blood transfusion) | Study population | RR 1.20 | 3093 | ⊕⊕⊕⊝ | ‐ | |
| 34 per 1000 | 41 per 1000 | |||||
| Infant outcomes | ||||||
| Abnormal fetal heart rate patterns, requiring intervention | Study population | RR 1.69 | 107 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 41 per 1000 | 69 per 1000 | |||||
| Low cord pH | Study population | RR 0.43 | 3159 | ⊕⊕⊕⊝ | ‐ | |
| 16 per 1000 | 7 per 1000 | |||||
| Admission to neonatal intensive care unit | Study population | RR 0.54 | 66 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 24 per 1000 | 13 per 1000 | |||||
| *The risk in the intervention group (and its 95% confidence interval) is based on the assumed risk in the comparison group and the relative effect of the intervention (and its 95% CI). | ||||||
| GRADE Working Group grades of evidence | ||||||
| aLimitations in study (no blinding possible in any of the studies, with some studies at high risk for incomplete data, selective reporting and other bias) (‐1). | ||||||
| Upright position compared to recumbent position (sensitivity analyses ‐ studies at low risk of bias only) for the second stage of labour for women with epidural anaesthesia | ||||||
| Patient or population: women in the second stage of labour with epidural anaesthesia | ||||||
| Outcomes | Anticipated absolute effects* (95% CI) | Relative effect | № of participants | Certainty of the evidence | Comments | |
| Risk with recumbent position (sensitivity analyses ‐ studies at low risk of bias only) | Risk with upright position | |||||
| Operative birth (caesarean or instrumental vaginal) | Study population | RR 1.11 | 3609 | ⊕⊕⊕⊕ | ‐ | |
| 573 per 1000 | 636 per 1000 | |||||
| Caesarean section | Study population | RR 1.29 | 3609 | ⊕⊕⊕⊕ | ‐ | |
| 86 per 1000 | 111 per 1000 | |||||
| Instrumental vaginal birth | Study population | RR 1.08 | 3609 | ⊕⊕⊝⊝ | ‐ | |
| 487 per 1000 | 526 per 1000 | |||||
| *The risk in the intervention group (and its 95% confidence interval) is based on the assumed risk in the comparison group and the relative effect of the intervention (and its 95% CI). | ||||||
| GRADE Working Group grades of evidence | ||||||
| aLimitations in study design (no blinding possible in any of the studies, unclear allocation concealment) – but most of the pooled effect comes from one study with low risk of bias for all domains apart from blinding – impossible to blind and so not downgraded for lack blinding as this is an objective measure. | ||||||
Antecedentes
Descripción de la afección
La analgesia epidural se utiliza de manera habitual como una forma de aliviar el dolor en el trabajo de parto. Tradicionalmente las epidurales han utilizado bolos de concentraciones bastante altas de anestesia local inyectados en el espacio epidural cerca de los nervios que transmiten el dolor; este procedimiento también da lugar a la pérdida temporal de la función motora en los miembros inferiores, por lo que las pacientes no se pueden movilizar. Las técnicas epidurales más nuevas han evolucionado hacia la administración de concentraciones inferiores de anestesia local con el agregado de opiáceos o la administración de una epidural ‐ espinal combinada (COMET 2001), lo que da lugar a una analgesia efectiva con un bloqueo motriz menos intenso. Revisiones sistemáticas de ensayos controlados aleatorios (ECA) han encontrado que la epidural es más efectiva para el alivio del dolor que otros métodos no epidurales (Anim‐Somuah 2018; Jones 2012). Sin embargo, tradicionalmente las epidurales dan lugar a un período expulsivo del trabajo de parto más prolongado y a más partos instrumentales (Anim‐Somuah 2005), aunque los estudios desde 2005 en adelante indican que con las técnicas epidurales de dosis más nuevas este efecto ya no es evidente (Anim‐Somuah 2018). Lo anterior es importante porque un período expulsivo del trabajo de parto prolongado puede aumentar el riesgo de acidosis respiratoria fetal y hemorragia posparto (Watson 1994). Los partos instrumentales se asocian con prolapso, incontinencia urinaria y dispareunia (coito doloroso) (Liebling 2004; MacLennan 2000). Una encuesta realizada durante 2005 y 2006 mostró que el 22% de todos los partos en los hospitales del National Health Service (NHS) del Reino Unido incluyeron una epidural (Richardson 2007); esta tasa ha permanecido estable, y el 25% de las pacientes utilizaron una epidural para el trabajo de parto en 2013 (Wong 2015); en otros países, por ejemplo, Canadá y Francia, las tasas de epidurales pueden ser incluso mayores. Este hecho se debe a que las estrategias para acortar el período expulsivo y reducir los partos instrumentales en este contexto son importantes.
Hay varios mecanismos propuestos para la asociación entre las epidurales y el aumento de los partos instrumentales. Las epidurales aumentan el riesgo de malposición de la cabeza fetal, en particular la posición occipitoposterior fetal, un factor clave en el parto instrumental y el trabajo de parto prolongado (Lieberman 2005; Martino 2007). En segundo lugar, las epidurales pueden dificultar la liberación de oxitocina cuando el suelo pélvico se distiende al final del período expulsivo del trabajo de parto (Goodfellow 1983; Rahm 2002). Finalmente, las epidurales pueden inhibir al mismo tiempo el reflejo de empujar de la madre.
Descripción de la intervención
Con la evolución de las técnicas epidurales a dosis baja, también conocidas como epidurales "ambulantes (walking)" o "móviles", ahora a las pacientes con una epidural se les proporciona la oportunidad de permanecer en movimiento durante el trabajo de parto y adoptar posiciones verticales como la posición de pie y la deambulación, lo que no puede ser posible en las pacientes con una epidural tradicional (COMET 2001). En 2009 se calculó que solo el 10% de las unidades de obstetricia en el Reino Unido todavía utilizaban las dosis epidurales tradicionales o "convencionales" (Prabhu 2009). El uso de la deambulación durante el trabajo de parto se ha asociado con una acción uterina más eficiente, trabajos de parto con una duración más corta y de ayuda para el descenso de la cabeza fetal al estimular los efectos de la gravedad (COMET 2001; Flynn 1978). También se piensa que la administración de epidurales a dosis baja ayuda en los esfuerzos maternos requeridos para dar a luz al preservar la función motora (COMET 2001). El aumento observado en el número de partos vaginales con esta forma de analgesia se piensa que se debe a la capacidad de las pacientes de adoptar una posición vertical durante el trabajo de parto (COMET 2001).
De qué manera podría funcionar la intervención
Una indicación para reducir los resultados adversos en el trabajo de parto con una epidural es el uso por la madre de posiciones alternativas de parto. Aunque se ha vuelto más común en el mundo occidental dar a luz en posición supina, esta posición puede dar lugar a un número mayor de partos instrumentales y episiotomías (De Jonge 2004). En las pacientes sin una epidural, varios estudios observacionales han indicado que el parto en posición vertical da lugar a trabajos de partos más cortos, una menor incidencia de partos instrumentales y episiotomías y es una posición de parto más cómoda (Bodner‐Adler 2003; Méndez‐Bauer 1975). Algunos ECA pequeños (p.ej., Chen 1987) y dos revisiones sistemáticas (De Jonge 2004; Gupta 2017) han confirmado esto. Se ha propuesto que estos beneficios se deben a una mayor presión intrauterina en reposo que contribuye con la fuerza descendente del parto y con las fuerzas de los pujos (Chen 1987), así como con contracciones de mayor intensidad (Méndez‐Bauer 1975).
Otra posible manera de facilitar el parto normal puede ser adoptar más posiciones en decúbito que disminuyan el peso corporal sobre el sacro y permiten que se amplíe el canal del parto, y también se ha postulado que tienen una repercusión positiva sobre el flujo sanguíneo en la región. Aunque sería posible clasificar las posiciones en "con peso" y "sin peso" sobre el sacro y examinar los ensayos que compararon dichas posiciones, en esta revisión no se hizo.
Por qué es importante realizar esta revisión
Aunque una revisión Cochrane (Gupta 2017) evaluó el uso de las posiciones verticales en el período expulsivo del trabajo de parto, excluyó a las pacientes con epidurales, por lo que los resultados no se pueden generalizar. Los beneficios observados en las pacientes sin una epidural posiblemente se pueden compensar con algunos de los efectos que la epidural puede tener sobre la prolongación del trabajo de parto y destacar la importancia de realizar esta revisión sistemática. Esta revisión analiza el efecto de las posiciones verticales versus en decúbito en las pacientes con todos los tipos de epidural. Se reconoce que algunas posiciones erguidas o verticales, como la deambulación, la posición de pie y en cuclillas, así como algunas posiciones en decúbito, como la posición genupectoral, pueden ser difíciles de mantener para las pacientes con una epidural tradicional. Sin embargo, otras posiciones verticales, por ejemplo, sentada con apoyo, son posibles incluso con una epidural tradicional, de manera que las epidurales tradicionales se han incluido como un subgrupo en el análisis. También se incluyó un análisis de subgrupos planificado de los ensayos realizados en las pacientes con una epidural móvil.
Esta es una actualización de una revisión Cochrane publicada por primera vez en 2013 (Kemp 2013) que se realiza debido a la publicación de ensayos clínicos adicionales sobre esta pregunta.
Objetivos
Evaluar los efectos de diferentes posiciones de parto (posición vertical versus en decúbito) durante el período expulsivo, en resultados maternos y fetales importantes en pacientes con analgesia epidural.
Métodos
Criterios de inclusión de estudios para esta revisión
Tipos de estudios
Todos los ensayos con asignación aleatoria o cuasialeatoria. Los ensayos asignados al azar de forma grupal habrían sido elegibles para inclusión en esta revisión, pero no se encontraron. Los estudios publicados sólo en forma de resumen no fueron elegibles para la inclusión. Se planificó establecer contacto con los autores de los estudios relevantes cuando se necesitara más información.
Tipos de participantes
Todas las pacientes embarazadas (primigrávidas y multigrávidas) en período expulsivo del trabajo de parto inducido o espontáneo que recibieron analgesia epidural. Se incluyeron pacientes con cualquier tipo de epidural. Se incluyeron las pacientes reclutadas y asignadas al azar en cualquier etapa del trabajo de parto. Solo se incluyeron los embarazos únicos con 36 semanas de gestación en adelante.
Tipos de intervenciones
Se asumió que la intervención experimental era la adopción por parte de la madre de cualquier posición vertical durante el período expulsivo, comparado con la intervención control que consistía en adoptar cualquier posición en decúbito. Se incluyeron los ensayos en los que la intervención (posición vertical o en decúbito) se limitó al período expulsivo del trabajo de parto y también en los que se realizó en el período dilatante y también continuó en el período expulsivo.
El período expulsivo del trabajo de parto se puede dividir en dos fases diferenciadas: la fase latente (también conocida como la fase pasiva), y la fase activa. La fase latente se definió como el período desde la dilatación completa hasta el descenso de la cabeza hasta al suelo pélvico, sin que la madre presente deseos de empujar. La fase activa se definió como el período desde que la cabeza desciende hasta el suelo pélvico hasta el parto del feto, en el que la madre tiene deseos fuertes de empujar (O'Driscoll 2003).
Los estudios se clasificaron como una comparación de una posición vertical versus una posición en decúbito en la fase latente del período expulsivo del trabajo de parto, o como una comparación de una posición vertical versus una posición en decúbito en la fase activa del período expulsivo del trabajo de parto. Los estudios se consideraron elegibles para inclusión si la intención fue que las participantes pasaron al menos el 30% del tiempo de la fase relevante del período expulsivo del trabajo de parto en la posición asignada. Finalmente, los estudios que compararon una posición vertical en ambas fases del período expulsivo con una posición en decúbito en ambas fases del período expulsivo formaron un tercer grupo. Hay tres posibles fases de tiempo en las cuales se pueden estudiar los efectos de las diferentes posiciones: a saber, la fase latente, la fase activa y ambas.
Las posiciones de parto se categorizaron inicialmente como en posición vertical (el eje principal del cuerpo fue mayor de 45° de la horizontal) o en decúbito (el eje principal del cuerpo fue menor de 45° de la horizontal).
Las posiciones verticales incluyeron:
-
sentada (en una cama);
-
sentada (inclinada en la cama más de 45° de la horizontal);
-
en cuclillas (sin ayuda o usando barras de cuclillas);
-
en cuclillas (con la ayuda de un cojín de parto);
-
en semidecúbito (es decir, clasificada como una posición vertical si el eje principal del cuerpo (tórax y abdomen) fue de 45° o más de la horizontal);
-
arrodillada (en posición vertical, apoyándose en la cabeza de la cama o apoyada en el acompañante);
-
caminando (solo para la comparación de las posiciones en la fase latente).
Las posiciones en decúbito incluyeron:
-
posición de litotomía;
-
posición lateral (izquierda o derecha);
-
posición de Trendelenburg (cabeza en un nivel inferior que la pelvis);
-
posición rodilla‐codo (cuatro puntos de apoyo); esta posición se consideró en decúbito porque el eje del tronco está horizontal;
-
en semidecúbito (es decir, clasificada como una posición en decúbito si el eje principal del cuerpo [tórax y abdomen] fue menor de 45 ° de la horizontal).
Algunos otros nombres se han utilizado para las posiciones de parto, incluidos:
-
Fowler;
-
tira y afloja;
-
trono.
Estas posiciones se tardaron en clasificar hasta después que se hubieran identificado los ensayos. Se planificó clasificarlas en la sección de Métodos sin conocer los resultados de los ensayos, nuevamente con el uso de la línea divisoria del cuerpo a 45° de la horizontal.
Algunos ensayos pueden comparar las posiciones con grados variables de rectitud, que caen al mismo lado de la línea divisoria de los 45°. Por ejemplo, un estudio podría comparar la posición horizontal (0°) con el semidecúbito (40°). Siempre que los dos grupos difirieran con claridad en el grado de verticalidad, se planificó clasificarlos como "más vertical" y "menos vertical".
No se encontraron estudios que informaran sobre las posiciones "Fowler", "tira y afloja" o "trono" ni estudios con posiciones "más vertical/menos vertical".
Tipos de medida de resultado
Resultados primarios
Resultados maternos
-
Parto quirúrgico (definido como cesárea o parto vaginal instrumental)
-
Duración del período expulsivo. Debido a que la evaluación del inicio del período expulsivo del trabajo de parto es sensible al sesgo, cuando fue posible se informó y analizó el intervalo de asignación al azar hasta el parto.
Resultados secundarios
Resultados maternos
-
Cesárea
-
Parto vaginal instrumental (fórceps o ventosa)
-
Traumatismo al canal del parto, que requirió sutura
-
Pérdida de sangre (mayor de 500 ml o como la definieron los autores del ensayo)
-
Período expulsivo prolongado, definido como pujos durante más de 60 minutos (o como lo definieron los autores del ensayo)
-
Experiencia y satisfacción materna con el trabajo de parto
Resultados neonatales
-
Patrones electrocardiográficos fetales anormales, que requirieron intervención
-
Índice de Apgar menor de 7 a los cinco minutos (o como lo definieron los autores del ensayo)
-
pH bajo de la arteria umbilical menor de 7,1 (o según la definición de los autores del ensayo)
-
Ingreso a la unidad de cuidados intensivos neonatales
-
Necesidad de ventilación
-
Muerte perinatal
Métodos de búsqueda para la identificación de los estudios
The following Methods section of this review is based on a standard template used by Cochrane Pregnancy and Childbirth.
Búsquedas electrónicas
For this update, we searched Cochrane Pregnancy and Childbirth’s Trials Register by contacting their Information Specialist (5 June 2018).
The Register is a database containing over 25,000 reports of controlled trials in the field of pregnancy and childbirth. It represents over 30 years of searching. For full current search methods used to populate Pregnancy and Childbirth’s Trials Register including the detailed search strategies for CENTRAL, MEDLINE, Embase and CINAHL; the list of handsearched journals and conference proceedings, and the list of journals reviewed via the current awareness service, please follow this link
Briefly, Cochrane Pregnancy and Childbirth’s Trials Register is maintained by their Information Specialist and contains trials identified from:
-
monthly searches of the Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL);
-
weekly searches of MEDLINE (Ovid);
-
weekly searches of Embase (Ovid);
-
monthly searches of CINAHL (EBSCO);
-
handsearches of 30 journals and the proceedings of major conferences;
-
weekly current awareness alerts for a further 44 journals plus monthly BioMed Central email alerts.
Two people screen the search results and review the full text of all relevant trial reports identified through the searching activities described above. Based on the intervention described, each trial report is assigned a number that corresponds to a specific Pregnancy and Childbirth review topic (or topics), and is then added to the Register. The Information Specialist searches the Register for each review using this topic number rather than keywords. This results in a more specific search set that has been fully accounted for in the relevant review sections (Included studies; Excluded studies).
In addition, we searched ClinicalTrials.gov and the WHO International Clinical Trials Registry Platform (ICTRP) for unpublished, planned and ongoing trial reports (5 June 2018), using the search methods detailed in Appendix 1.
Búsqueda de otros recursos
We searched the reference lists of retrieved studies. We did not apply any language or date restrictions.
Obtención y análisis de los datos
For methods used in the previous version of this review, see Kibuka 2017.
The following Methods section of this review is based on a standard template used by Cochrane Pregnancy and Childbirth.
Selección de los estudios
Two review authors independently assessed for inclusion all studies identified as a result of the search strategy. We resolved any disagreement through discussion or, if required, we consulted a third person.
Extracción y manejo de los datos
We designed a form to extract data. For eligible studies, two review authors extracted the data using the agreed form. We resolved discrepancies through discussion or, if required, we consulted a third person. We entered data into Review Manager 5 (RevMan 5) software (RevMan 2014) and checked them for accuracy.
When information about any of the above was unclear, we planned to contact authors of the original reports to provide further details.
Evaluación del riesgo de sesgo de los estudios incluidos
Two review authors independently assessed risks of bias for each study, using the criteria outlined in the Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions (Higgins 2011a), resolving any disagreement by discussion or by involving a third person.
(1) Random sequence generation (checking for possible selection bias)
We describe for each included study the method used to generate the allocation sequence in sufficient detail to allow an assessment of whether it should produce comparable groups.
We assessed the method as:
-
low risk of bias (any truly random process, e.g. random‐number table; computer random‐number generator);
-
high risk of bias (any non‐random process, e.g. odd or even date of birth, hospital or clinic record number);
-
unclear risk of bias.
(2) Allocation concealment (checking for possible selection bias)
We describe for each included study the method used to conceal allocation to interventions prior to assignment and assessed whether intervention allocation could have been foreseen in advance of, or during recruitment, or changed after assignment.
We assessed the methods as:
-
low risk of bias (e.g. telephone or central randomisation, consecutively‐numbered sealed opaque envelopes);
-
high risk of bias (open random allocation, unsealed or non‐opaque envelopes, alternation, date of birth);
-
unclear risk of bias.
(3.1) Blinding of participants and personnel (checking for possible performance bias)
We describe for each included study the methods used, if any, to blind study participants and personnel from knowledge of which intervention a participant received. We considered that studies were at low risk of bias if they were blinded, or if we judged that the lack of blinding was unlikely to affect results. We assessed blinding separately for different outcomes or classes of outcomes.
We assessed the methods as:
-
low, high or unclear risk of bias for participants;
-
low, high or unclear risk of bias for personnel.
(3.2) Blinding of outcome assessment (checking for possible detection bias)
We describe for each included study the methods used, if any, to blind outcome assessors from knowledge of which intervention a participant received. We assessed blinding separately for different outcomes or classes of outcomes.
We assessed methods used to blind outcome assessment as:
-
low, high or unclear risk of bias.
(4) Incomplete outcome data (checking for possible attrition bias due to the amount, nature and handling of incomplete outcome data)
We describe for each included study, and for each outcome or class of outcomes, the completeness of data including attrition and exclusions from the analysis. We stated whether attrition and exclusions were reported, and the numbers included in the analysis at each stage (compared with the total randomised participants), reasons for attrition or exclusion where reported, and whether missing data were balanced across groups or were related to outcomes. Where sufficient information was reported, or could be supplied by the trial authors, we planned to re‐include missing data in the analyses that we undertook.
We assessed methods as:
-
low risk of bias (e.g. no missing outcome data, missing outcome data balanced across groups);
-
high risk of bias (e.g. numbers or reasons for missing data unbalanced across groups, ‘as treated’ analysis done with substantial departure of intervention received from that assigned at randomisation);
-
unclear risk of bias.
(5) Selective reporting (checking for reporting bias)
We describe for each included study how we investigated the possibility of selective outcome reporting bias and what we found.
We assessed the methods as:
-
low risk of bias (where it was clear that the study had been prospectively registered, all of the study’s prespecified outcomes and all expected outcomes of interest to the review had been reported);
-
high risk of bias (where the study was registered but not all the study’s prespecified outcomes had been reported; one or more reported primary outcomes were not prespecified; outcomes of interest were reported incompletely and so could not be used; study failed to include results of a key outcome that would have been expected to have been reported);
-
unclear risk of bias.
(6) Other bias (checking for bias due to problems not covered by (1) to (5) above)
We described for each included study any important concerns we had about other possible sources of bias.
(7) Overall risk of bias
We made explicit judgements about whether studies were at high risk of bias, according to the criteria given in the Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions (Higgins 2011a). With reference to (1) to (6) above, we planned to assess the likely magnitude and direction of the bias and whether we considered it was likely to impact on the findings. We explored the impact of the level of bias through undertaking sensitivity analyses ‐ see Sensitivity analysis.
Assessment of the quality of the evidence using the GRADE approach
For this update we assessed the quality of the evidence using the GRADE approach, as outlined in the GRADE handbook, in order to assess the quality of the body of evidence relating to the following outcomes for the main comparison: upright position versus recumbent position.
Maternal outcomes
-
Operative birth (defined as caesarean section or vaginal instrumental delivery)
-
Duration of second‐stage labour
-
Caesarean section
-
Instrumental vaginal birth (forceps or ventouse (vacuum))
-
Trauma to birth canal, requiring suturing
-
Blood loss (greater than 500 mL, or as defined by trial authors)
Infant outcomes
-
Abnormal fetal heart rate patterns, requiring intervention
-
Low cord pH less than 7.1 (or as defined by trial authors)
-
Admission to neonatal intensive care unit
We also assessed the quality of the evidence using the GRADE approach for the following outcomes for the sensitivity analyses of studies at low risk of bias.
-
Operative birth
-
Caesarean section
-
Instrumental vaginal birth
'Summary of findings' tables
We used the GRADEpro Guideline Development Tool to import data from RevMan 5 (RevMan 2014) in order to create ’Summary of findings’ tables. We produced a summary of the intervention effect and a measure of quality for each of the above outcomes using the GRADE approach. The GRADE approach uses five considerations (study limitations, consistency of effect, imprecision, indirectness and publication bias) to assess the quality of the body of evidence for each outcome. The evidence can be downgraded from 'high quality' by one level for serious (or by two levels for very serious) limitations, depending on assessments for risk of bias, indirectness of evidence, serious inconsistency, imprecision of effect estimates or potential publication bias.
Medidas del efecto del tratamiento
Dichotomous data
For dichotomous data, we present results as a summary risk ratio (RR) with a 95% confidence interval (CI).
Continuous data
We used the mean difference (MD) if outcomes were measured in the same way between trials. In future updates, we will use the standardised mean difference to combine trials that measured the same outcome, but use different methods.
Cuestiones relativas a la unidad de análisis
Cluster‐randomised trials
In future updates, we will include cluster‐randomised trials in the analyses along with individually‐randomised trials. We will adjust their sample sizes or standard errors appropriately, using the methods described in the Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions (Section 16.3.4 or 16.3.6 respectively), using an estimate of the intracluster correlation co‐efficient (ICC) derived from the trial if possible, from a similar trial or from a study of a similar population (Higgins 2011b). If we use ICCs from other sources, we will report this and will conduct sensitivity analyses to investigate the effect of variation in the ICC. If we identify both cluster‐randomised trials and individually‐randomised trials, we plan to synthesise the relevant information. We will consider it reasonable to combine the results from both if there is little heterogeneity between the study designs and if we consider the interaction between the effect of intervention and the choice of randomisation unit to be unlikely.
We will also acknowledge heterogeneity in the randomisation unit and perform a sensitivity analysis to investigate the effects of the randomisation unit.
Cross‐over trials
It is not appropriate to include cross‐over design trials in this review.
Other unit of analysis issues
Multiple pregnancies
We include only women with singleton pregnancies in this review. In future updates, we will exclude trials of women with multiple pregnancies.
Trials with more than one treatment arm
If we had identified a trial with more than one treatment arm, we would have followed the most appropriate method for dealing with multiple groups, as described in section 16.5 of the Handbook (Higgins 2011b): combined groups to create a single pair‐wise comparison; or selected one pair of interventions and excluded the others; or split the ‘shared’ group into two or more groups with smaller sample size, and include two or more (reasonably independent) comparisons.
Manejo de los datos faltantes
For included studies, we noted levels of attrition. In future updates, if more eligible studies are included, we will explore the impact of including studies with high levels of missing data in the overall assessment of treatment effect by using sensitivity analysis.
For all outcomes, we carried out analyses, as far as possible, on an intention‐to‐treat basis, i.e. we attempted to include all participants randomised to each group in the analyses. The denominator for each outcome in each trial was the number randomised minus any participants whose outcomes were known to be missing.
Evaluación de la heterogeneidad
We assessed statistical heterogeneity in each meta‐analysis using the Tau2, I2 (Higgins 2003) and Chi2 statistics. We regarded heterogeneity as substantial if I2 was greater than 30% and either Tau2 was greater than zero, or there was a low P value (less than 0.10) in the Chi2 test for heterogeneity. If we identified substantial heterogeneity (above 30%), we explored it by prespecified subgroup analysis (Deeks 2011).
Evaluación de los sesgos de notificación
In future updates, if there are 10 or more studies in the meta‐analysis we will investigate reporting biases (such as publication bias) using funnel plots. We will assess funnel plot asymmetry visually. If asymmetry is suggested by a visual assessment, we will perform exploratory analyses to investigate it (Sterne 2011).
Síntesis de los datos
We carried out statistical analysis using RevMan 5 software (RevMan 2014). Since all analyses included trials comparing different upright and recumbent positions, we used the random‐effects model throughout. We treated the random‐effects summary as the average of the range of possible treatment effects and we have discussed the clinical implications of treatment effects differing between trials. If the average treatment effect was not clinically meaningful we did not combine trials.
For random‐effects analyses, we have presented the results as the average treatment effect with its 95% CI, and the estimates of Tau2 and I2.
Análisis de subgrupos e investigación de la heterogeneidad
If we identified substantial heterogeneity, we investigated it using subgroup analyses and sensitivity analyses.
We planned to carry out the following subgroup analyses.
-
Time of epidural: sited in the first stage of labour or sited in the second stage of labour.
-
Type of epidural: traditional versus 'mobile' or 'walking'. We classified low‐dose combined spinal epidurals and low‐dose infusion epidurals as 'walking'.
-
Nulliparous versus multiparous women.
-
Oxytocin used/not used in the second stage.
Due to insufficient data we were only able to carry out subgroup analysis 2. Type of epidural.
We used the following outcomes in subgroup analyses.
-
Operative birth. Caesarean section or instrumental vaginal birth.
-
Duration of second‐stage labour. Since the assessment of the onset of second stage is susceptible to bias, we have reported and analysed the randomisation‐to‐birth interval, where available.
-
Caesarean section.
-
Instrumental vaginal birth.
We assessed subgroup differences by interaction tests available within RevMan 5 (RevMan 2014). We report the results of subgroup analyses quoting the Chi2 statistic and P value, and the interaction test I2 statistic value.
Análisis de sensibilidad
We carried out sensitivity analyses to explore the effect of trial quality. This involved an analysis limited to trials at low risk of bias. We restricted analysis to those trials with 'adequate' 'Risk of bias' judgements by excluding studies with high or unclear risk of bias for both allocation concealment and incomplete outcome data. We also planned to exclude studies from this low‐risk‐of‐bias analysis where the outcome assessor was not blinded, with the exception of the outcomes perinatal death, mode of birth and duration of second stage (randomisation to birth). None of the included studies blinded outcome assessment so we did not conduct this analysis. In future updates, if there are adequate data, we will perform this analysis.
Results
Description of studies
Results of the search
See: Figure 1.
Study flow diagram.
For this 2018 update, we retrieved 202 citations and screened out 195 (not a trial or outside the scope of this review). We also re‐assessed two trials that were awaiting further classification, two that were ongoing in the previous version of the review and one found by searching reference lists of retrieved studies. This yielded 15 full trial reports to assess in total.
We included three new trials (11 reports), and excluded two (four reports). This review now includes eight trials (Boyle 2001; BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002; Karraz 2003; Simarro 2017; Theron 2011 (abstract only); Walker 2012), having excluded eight trials in total (Amiri 2012; Asselineau 1996; Collis 1999; Danilenko‐Dixon 1996; Hofmeyr 2018, Martin 2011; Thies‐Lagergren 2011; Zaibunnisa 2015).
Included studies
Four studies (Boyle 2001; Golara 2002; Simarro 2017; Theron 2011) did not report their funding source. One study (BUMPES 2017) was funded by the National Institute for Health Research (NIHR) through its Health Technology Assessment (HTA) programme (project No. 08.22.02), one study (Downe 2004) by Southern Derbyshire Acute Hospitals NHS Trust, one study (Karraz 2003) by the Department of Anaesthesiology and Obstetrics & Gynaecology in Beauvais Central Hospital, and one study (Walker 2012) by the Health Research Fund of the Carlos III Health institute of the Spanish Ministry of Health (Pi 05/1235), with additional financial aid from the European University of Madrid. Authors of the BUMPES 2017, Simarro 2017 and Walker 2012 trials included a declaration of conflicts of interest; this is not reported by the rest of the studies. Boyle 2001 recruited between 1999 and 2000, BUMPES 2017 between 2010 and 2014, Downe 2004 between 1993 and 1994, Karraz 2003 between 1999 and 2001, Simarro 2017 between 2010 and 2011, and Golara 2002 did not report the recruitment period although this must have been before 1996 when their results were first reported in abstract. Theron 2011 and Walker 2012 did not report trial recruitment dates.
We have included eight studies, involving 4464 women, in the review, see Characteristics of included studies.
Methods
All eight studies were randomised controlled trials using individual randomisation.
Participants
Boyle 2001 and Karraz 2003 included both nulliparous and multiparous women in induced or spontaneous labour with an effective low‐dose mobile epidural. Golara 2002 and BUMPES 2017 also compared women with mobile epidurals, but only included nulliparous women.
Downe 2004 included primiparous women with an effective traditional epidural. Theron 2011 also only included nulliparous women, but did not specify whether the epidural was mobile or traditional. Simarro 2017 and Walker 2012 included both nulliparous and multiparous women but again did not clearly specify the type of epidural.
All trials only included women with singleton pregnancies at term (37 weeks or above gestation), or above 36 weeks' gestation (Downe 2004; Karraz 2003; Walker 2012).
Settings
All trials took place in hospital settings in the UK (Boyle 2001; BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002; Theron 2011), France (Karraz 2003) or Spain (Simarro 2017; Walker 2012).
Interventions and comparisons
All the included studies had two intervention groups that could be classified into an upright or recumbent position, using the criteria in the Methods section.
Downe 2004 compared "lateral (left‐ or right‐facing positions)" and "sitting positions (supported upright sitting position)". Golara 2002 compared "recumbent (as much time as possible in bed or a chair)" and "upright (as much time as possible during the passive phase either standing or walking)" and after one hour, their chosen pushing position was allowed. Boyle 2001 compared ambulant (walking around for at least 15 minutes every hour, up to the point of active voluntary pushing) and non‐ambulant (usual care, where the women were non‐ambulant for most of the labour). Karraz 2003 compared "ambulatory (walking, sitting in a chair, reclining in semi‐supine position)" with "non‐ambulatory (not allowed to sit or walk, had to remain in the supine, semi‐supine or lateral position)". Theron 2011 compared a "sitting position" with a "lateral position" during the passive second stage of labour, usually one hour. BUMPES 2017 compared an "upright" position, which would maintain the pelvis in as vertical a plane as possible (and could include walking, standing, sitting, supported kneeling or any other upright position) to "lying down" to maintain the pelvis in a horizontal plane (left or right lateral and up to 30 º inclination of the bed). Simarro 2017 compared the intervention of "postural changes" for between five and 30 minutes under the guidance of an attending physiotherapist (including sitting, kneeling, hands‐and‐knees, lateral decubitus and supine) to the "control" of a traditional supine position. Walker 2012 studied an "alternative model of birth" which consisted of two consecutive interventions in the second stage; firstly to move to different positions (including sitting, kneeling, hands‐and‐knees or lateral decubitus) and secondly delayed onset of pushing in the modified lateral Gasquet (decubitus) position. The comparator was a "traditional model of birth" with birth in the lithotomy position and a flexed trunk, with active pushing encouraged from diagnosis of full dilatation, i.e. no passive second stage.
Five studies (BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002; Theron 2011; Walker 2012) specifically restricted the period of randomisation to the second stage of labour. One study (Boyle 2001) explicitly, and one (Karraz 2003) implicitly, also included the first stage of labour within the period of randomisation. However, since both studies included the passive second stage within the period of randomisation, we have included them in this review. We recognise that there will be some overlap between these studies and the Cochrane Review Maternal positions and mobility in the first stage of labour (Lawrence 2013). One study (Simarro 2017) did not specify the period of randomisation.
All the studies had their own entry and exclusion criteria, which can be seen in the Characteristics of included studies tables.
Outcomes
All studies reported operative deliveries including instrumental delivery and caesarean section. BUMPES 2017 and Downe 2004 were the only studies to report instrumental deliveries for fetal distress. Trauma to the birth canal requiring suturing was reported by three trials (BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002). BUMPES 2017 is the only trial to report a postpartum haemorrhage (PPH), which was defined as a PPH requiring blood transfusion within the trial. Maternal experience and satisfaction of labour was reported in one study (BUMPES 2017).
The duration of second stage of labour was reported by Downe 2004, Simarro 2017 and Walker 2012. Golara 2002 also reported duration of second stage of labour but only the median and range, and BUMPES 2017 only reported it as a geometric mean. We contacted the two trial authors to see if the raw data or means and standard deviations were available, but we could not obtain them so we could not include the data in the review. Karraz 2003 randomised women in the first stage of labour and reported the duration of labour as the time between epidural insertion and birth, so duration included the first stage of labour; we excluded the study from the analysis of duration of second stage of labour.
BUMPES 2017 and Golara 2002 reported low cord pH, and only Golara 2002 reported admission to neonatal intensive care unit. BUMPES 2017 reported admission to a "higher level of care" and included admission to the neonatal unit and transitional care combined; we therefore could not include it in the meta‐analysis. Low Apgar scores were variably defined and reported.
Excluded studies
We excluded one study because it was not a randomised controlled trial (Asselineau 1996). We excluded Collis 1999 because it compared upright versus recumbent position in the first stage of labour only (when cervical full dilation was identified, the women returned to their beds). We excluded Danilenko‐Dixon 1996 because it did not compare an upright position with a lateral position (it compared two recumbent positions (supine and lateral)). We excluded Amiri 2012, Thies‐Lagergren 2011 and Zaibunnisa 2015 because they included participants without epidural, Hofmeyr 2018 included too few participants with an epidural to allow subgroup analysis, and Martin 2011 compared modified Sims position (lateral position) with Sims (lateral position) or semi‐Fowler positions (semi‐recumbent position).
For more details, see Characteristics of excluded studies tables.
Risk of bias in included studies
Overall we considered three studies to be at low risk of bias (Boyle 2001; BUMPES 2017; Downe 2004), with four other studies assessed as being at high risk of bias for allocation concealment and incomplete outcome data (Golara 2002; Karraz 2003; Simarro 2017; Theron 2011) and one study (Walker 2012) at high risk due to the co‐intervention of varying the timing of active pushing (See summaries of risk of bias Figure 2; Figure 3).
Risk of bias summary: review authors' judgements about each risk of bias item for each included study
Risk of bias graph: review authors' judgements about each risk of bias item presented as percentages across all included studies.
Allocation
Six trials reported either using "computer‐generated random numbers" (low risk of bias) (Boyle 2001; BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002; Theron 2011; Walker 2012) and one said that participants were "randomly divided into two groups" (Karraz 2003) (unclear risk of bias). One trial (Simarro 2017) did not report the method of randomisation, which was conducted two days a week (unclear risk of bias).
For allocation concealment BUMPES 2017 used a web‐based, central randomisation with allocation concealment facilitated by random permuted blocks so that staff could not predict the next allocation (low risk of bias). In one study (Walker 2012) participant allocation was prepared by a researcher with no clinical involvement in the trial (low risk of bias). Three trials used envelopes that were either opaque (Downe 2004) or sealed brown (Golara 2002) or sealed (Boyle 2001), but if the numbering, sealed status, or opacity of the envelopes was not reported in all cases, we judged the risk of bias to be 'unclear'. Three trials did not report the allocation sequence concealment (Karraz 2003; Simarro 2017; Theron 2011), and we also rated them as 'unclear'.
Blinding
None of the studies masked the participants or the assessor to the treatment allocation. We assessed all of the studies as high risk of bias, as some of the outcomes may have been influenced by this lack of blinding.
Incomplete outcome data
Three studies (Boyle 2001; Downe 2004; Walker 2012) reported results for all participants randomised (low risk of bias). One study (BUMPES 2017) excluded 4.4% of women (143/3236) from analysis of the primary outcome but the study includes reasons for exclusions that are balanced across groups (low risk of bias). We rated the other studies as having 'unclear' (Karraz 2003; Simarro 2017) or 'high' (Golara 2002; Theron 2011) risks of bias for post‐randomisation exclusions. Golara 2002 had unbalanced groups (41 versus 25) that were not accounted for and there were discrepancies in the numbers reported. Theron 2011 reported 43 participants who dropped out after consent, but did not clarify if this was also post‐randomisation.
Selective reporting
One study (BUMPES 2017) prospectively registered its protocol and reported all expected outcomes (low risk of bias). We rated Theron 2011 as being at high risk of reporting bias because it did not report its planned secondary outcomes of maternal acceptability, cardiotocograph abnormality and neonatal outcomes, and had not registered the trial protocol. Similarly, we rated Walker 2012 as high risk, as outcomes differ slightly between the conference proceedings and the full publication and some of the neonatal outcomes are not fully reported for each group. The protocol was not registered and the primary outcome of perineal trauma (defined as trauma requiring suturing) is not reported clearly, but separately for episiotomy and tears without reporting the number of women requiring suturing for either or both. The other five trials had also not registered trial protocols (Boyle 2001; Downe 2004; Golara 2002; Karraz 2003; Simarro 2017) and we rated these as unclear risk of bias.
Other potential sources of bias
BUMPES 2017 was the only study to independently register its sample size, primary endpoint and other aspects of the analysis plan, and we judged it to be at low risk of other bias. We considered two studies to be at high risk of other bias due to sample size issues: Theron 2011 reported a sample size of 77 that was much lower than the intended sample size of 300, and Golara 2002 also reported that their sample size of 66 was lower than the target size of 300. One study (Walker 2012) we rated at high risk due to co‐intervention as the traditional (control) group started pushing as soon as second stage was diagnosed whereas the experimental group, as well as undergoing postural changes, were instructed to delay pushing for up to 120 minutes unless they felt an urge to push. We rated the four other included studies as being at an unclear risk of other bias.
Effects of interventions
See: Summary of findings for the main comparison Upright position compared to recumbent position for the second stage of labour for women with epidural anaesthesia; Summary of findings 2 Upright position compared to recumbent position (sensitivity analyses ‐ studies at low risk of bias only) for the second stage of labour for women with epidural anaesthesia
Comparison: upright position versus recumbent position
Primary outcomes
We identified data for 15 of our prespecified outcomes. We were able to perform six meta‐analyses. Since all analyses included trials comparing different upright and recumbent positions, we have used the random‐effects model throughout. We conducted sensitivity analyses to test the robustness of the analyses, by excluding studies with high or unclear risk of bias both for allocation concealment and for incomplete outcome data. Where possible we carried out analyses according to subgroups by type of epidural: traditional versus 'mobile' or 'walking'. We classified low‐dose combined spinal epidurals and low‐dose infusion epidurals as 'mobile' or 'walking'.
Operative birth (defined as caesarean section or vaginal instrumental birth)
Overall, upright positions may make little or no difference on the rates of operative birth when compared to recumbent positions (caesarean or instrumental vaginal): average risk ratio (RR) 0.86, 95% confidence interval (CI) 0.70 to 1.07; 8 trials, 4316 women; Tau2 = 0.06, I² = 78%; low‐quality evidence; Analysis 1.1. There was no evidence of a subgroup difference between mobile and traditional epidurals according to the subgroup interaction test (test for subgroup differences: Chi2 = 1.32, df = 1 (P = 0.25), I2 = 24.3%), although it should be noted that there were opposite directions of effect for each subgroup: favouring the recumbent position for the mobile group, and favouring the upright position for the traditional group.
We also performed the planned sensitivity analysis by excluding four studies with high or unclear risk of bias for both allocation concealment and incomplete outcome data (Golara 2002; Karraz 2003; Simarro 2017; Theron 2011). We also excluded Walker 2012, as this study was complicated by a co‐intervention of difference in timing of the active second stage. When we restricted analysis to studies at low risk of bias, upright positions appear to increase the chance of women having an operative birth: average RR 1.11, 95% CI 1.03 to 1.20; 3 trials, 3609 women; Tau2 = 0.00; I2 = 12%; high‐quality; Analysis 2.1. Additionally, there was a notable increase in operative birth rate in the upright group in the subgroup of high‐quality studies using mobile epidurals: average RR 1.10, 95% CI 1.04 to 1.16; 2 trials; 3502 women; Tau² = 0.00, I² = 0%.
Duration of second stage of labour
We identified no clear difference and inconsistent results for duration of the second stage of labour, measured as the randomisation‐to‐birth interval in minutes: mean difference (MD) 6.00 minutes; 95% CI −37.46 to 49.46; 3 trials, 456 women; Tau2 = 1404.42, I2 = 96%; very low‐quality evidence; Analysis 1.2. Note the high degree of heterogeneity between the three trials included in the analysis of duration of second stage of labour. There were no data available for analysis of the studies that used mobile epidurals. Karraz 2003, which randomised in the first stage of labour, reports results for duration of labour (defined as time between epidural insertion and delivery) rather than duration of second stage, and has therefore been excluded from this analysis. We contacted the authors of several studies (BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002; Walker 2012) requesting raw data or means and standard deviations for the labour duration but we could not obtain them and therefore could not include the data in the review.
Secondary outcomes
Maternal outcomes
Caesarean section
It is uncertain whether there is any difference between upright and recumbent position in caesarean section, because the quality of the evidence was very low: average RR 0.94, 95% CI 0.61 to 1.46; 8 trials, 4316 women; Tau2 = 0.13, I2 = 47%; Analysis 1.3. There was evidence of a subgroup difference between mobile and traditional epidurals according to the subgroup interaction test (test for subgroup differences: Chi2 = 3.26, df = 1 (P = 0.07), I2 = 69.4%). There appear to be opposite directions of effect for each subgroup, again favouring the recumbent position for the mobile group and favouring the upright position for the traditional group.
However, planned sensitivity analysis of the three studies at low risk of bias demonstrated an increase in caesarean section rates in the upright group: average RR 1.29, 95% CI 1.05 to 1.57; 3 trials, 3609 women; Tau2 = 0.00, I2 = 0%; high‐quality evidence Analysis 2.2.
Instrumental birth (forceps or ventouse (vacuum))
It is uncertain whether there is any difference between upright and recumbent position in instrumental birth, because the quality of the evidence was very low: average RR 0.90, 95% CI 0.72 to 1.12; 8 trials, 4316 women; Tau2 = 0.06, I2 = 69%; Analysis 1.4. There was no evidence of a subgroup difference between mobile and traditional epidurals according to the subgroup interaction test (test for subgroup differences: Chi2 = 0.79, df = 1 (P = 0.38), I2 = 0%), although it should be noted that there were opposite directions of effect for each subgroup, favouring the recumbent position for the mobile group and favouring the upright position for the traditional group.
Planned sensitivity analysis of the three studies at low risk of bias also showed that position may make little or no difference in instrumental birth based on position in the second stage of labour: average RR 1.08, 95% CI 0.91 to 1.30; 3 trials, 3609 women; Tau2 = 0.01, I2 = 49%; low‐quality evidence; Analysis 2.3.
Trauma to birth canal, requiring suturing
Positions may make little or no difference on trauma to birth canal requiring suturing: average RR 1.00, 95% CI 0.89 to 1.13; 3 trials, 3266 women; Tau2 = 0.01, I2 = 46%; low‐quality evidence; Analysis 1.5.
Postpartum haemorrhage
This outcome was only reported in one study (BUMPES 2017), which they defined as PPH requiring blood transfusion. Position probably makes little or no difference in the number of women with a PPH: average RR 1.20, 95% CI 0.83 to 1.72; 1 trial, 3093 women; moderate‐quality evidence; Analysis 1.6.
Prolonged second stage
This outcome was only reported in one study (Walker 2012) and influenced by the co‐intervention of immediate pushing in the upright group compared to delay of up to 120 minutes in the recumbent group. Findings suggested that the time pushing may be slightly lower in the upright group (MD ‐16.37 minutes, 95% CI ‐24.55 to ‐8.19 minutes; 1 trial, 199 women; Analysis 1.7).
Maternal experience and satisfaction with labour
This outcome was only assessed in one trial (BUMPES 2017), and was measured using a self‐completed maternal satisfaction questionnaire. The questionnaire consisted of 11 domains/statements (questions). For each domain or statement, women were asked to indicate whether they agreed with the statement or not by choosing one of five categories: strongly agree, agree, neutral, disagree, strongly disagree. We dichotomised the data and combined counts for the 'strongly agree' and 'agree' domains, as presented in Analysis 1.8. The results for maternal satisfaction were similar between the upright and recumbent groups for most domains. However women in the upright groups were overall less likely to feel satisfied with childbirth: RR 0.95, 95% CI 0.92 to 0.99; 1 trial, 2373 women.
Baby outcomes
Abnormal fetal heart rate patterns, requiring intervention
It is uncertain whether position has any effect on abnormal fetal heart rate patterns, because the quality of the evidence was very low and the outcome was only reported in one trial (Downe 2004): RR 1.69, 95% CI 0.32 to 8.84; 1 trial, 107 women; very low‐quality evidence; Analysis 1.9.
Low cord pH less than 7.1 (or as defined by trial authors)
Fewer babies were found to have low cord pH in the upright group: RR 0.43, 95% CI 0.20 to 0.90; 2 trials, 3159 infants; moderate‐quality evidence; Analysis 1.12. The largest study (BUMPES 2017) defined low cord pH as umbilical artery pH less than 7.05 with a base deficit greater than or equal to 12 mmol/L; Golara 2002 defined low cord pH as less than 7.2.
Admission to neonatal intensive care unit and need for ventilation
It is uncertain whether position has any effect on admission to neonatal intensive care unit because the quality of the evidence was very low, and there was only one admission in the recumbent group: RR 0.54, 95% CI 0.02 to 12.73; 1 trial, 66 infants; very low‐quality evidence; Analysis 1.13. One study reported on the need for ventilation and found no difference between the two positions: RR 0.74, 95% CI 0.26 to 2.13; 1 trial, 3093 infants; Analysis 1.14.
Apgar score of less than seven at five minutes (or as defined by trial authors)
The rate of events of low Apgar scores were low in the two studies that reported these outcomes. Due to differing definitions meta‐analysis was not possible.
Perinatal death
There was only one stillbirth recorded at the one‐year follow‐up in the upright group; this was reported as one of the reasons for loss to follow‐up at one year in BUMPES 2017: RR 2.96, 95% CI 0.12 to 72.69; 1 trial, 3093 participants; Analysis 1.15.
Discusión
Resumen de los resultados principales
Los resultados de los ocho estudios juntos no mostraron una diferencia clara entre las posiciones verticales y en decúbito en el resultado primario combinado de parto quirúrgico (cesárea o vaginal instrumental). Lo anterior puede estar relacionado con la heterogeneidad de estos estudios y posiblemente refleja las diferentes intervenciones utilizadas, así como el posible sesgo en la ocultación de la asignación, los datos incompletos de resultados y las cointervenciones. Sin embargo, los resultados fueron muy diferentes en el análisis de sensibilidad de los estudios con bajo riesgo de sesgo (con la exclusión de los ensayos con riesgo de sesgo incierto o alto en la ocultación de la asignación y los datos incompletos de resultados o con una cointervención). En el análisis de sensibilidad una posición vertical en las pacientes con una epidural se asoció con un aumento en el riesgo de parto quirúrgico de alrededor del 10%, que equivale a un efecto absoluto de 63 partos quirúrgicos más por cada 1000 pacientes (pero este número puede ser tan bajo como 17 o tan alto como 115 partos quirúrgicos por 1000 pacientes). El análisis de sensibilidad también indicó una mayor tasa de cesárea de alrededor del 30% en el grupo en posición vertical, que equivale a un efecto absoluto de 25 cesáreas más por cada 1000 pacientes (de 4 más a 49 más), pero sin un efecto claro sobre las tasas de partos instrumentales. Tampoco hubo diferencias claras en la duración del período expulsivo según la posición, pero la calidad de esta evidencia fue muy baja. La pérdida sanguínea solo se informó en un estudio (BUMPES 2017), que la definió como una HPP que requirió transfusión de sangre, y la posición probablemente logra poca o ninguna diferencia en el número de pacientes con una HPP.
Los resultados de la satisfacción materna solo se presentaron en un estudio y en general fueron muy similares entre los grupos en posición vertical y en decúbito, aunque las pacientes del grupo en posición vertical estuvieron un poco menos satisfechas con la experiencia del parto que las pacientes del grupo en decúbito.
No hay evidencia suficiente para establecer conclusiones fiables sobre muchos resultados de los neonatos y el metanálisis solo fue posible en un resultado (pH bajo del cordón umbilical). Sin embargo, hay alguna evidencia que indica que los neonatos de madres que adoptaron una posición vertical tuvieron menores probabilidades de tener un pH bajo del cordón umbilical al nacer, pero no se demostraron diferencias en el ingreso a unidades neonatales ni en la muerte perinatal.
Compleción y aplicabilidad general de las pruebas
Esta revisión incluye toda la evidencia disponible conocida de los ensayos controlados aleatorios que prueban la teoría de que la posición materna en el período expulsivo puede ayudar en el proceso del parto. Muchos de los estudios fueron relativamente pequeños y todos excepto uno (BUMPES 2017) tuvieron problemas metodológicos; falta de registro, ocultación de la asignación al azar poco clara o exclusiones posteriores a la asignación al azar, lo que significa que los resultados se deben interpretar con cuidado. Los estudios también variaron en cuanto a los comparadores ya que algunos estudios compararon diferentes posiciones (posición vertical y en decúbito), algunos compararon la deambulación (en decúbito) con ninguna deambulación y un estudio (Simarro 2017) comparó cambios posturales guiados por un fisioterapeuta con la posición en decúbito. Esta variación puede explicar parte de la heterogeneidad observada entre algunos de los ensayos. La mayoría de los estudios asignaron al azar a las pacientes a la intervención durante el período expulsivo pasivo y un estudio (BUMPES 2017) mantuvo la misma posición asignada en el período expulsivo activo. Un estudio informó que las pacientes podrían utilizar la posición deseada en el período expulsivo activo, mientras que el resto no informó si las pacientes debieron continuar en la posición asignada o no, durante el período expulsivo activo. Además, sólo cuatro estudios (Boyle 2001; BUMPES 2017; Downe 2004; Golara 2002) informaron la adherencia a la posición asignada.
Hubo preocupaciones acerca de la interpretación de la intervención en un estudio, ya que al parecer hubo un plan para que las pacientes cambiaran de la posición vertical a la posición en decúbito y viceversa con las intervenciones planificadas (Walker 2012); el grupo activo/alternativo permitió las posiciones verticales en el período expulsivo pasivo, pero el período expulsivo activo fue en una posición en decúbito (lateral Gasquet), mientras que al grupo tradicional se le colocó en litotomía en el período expulsivo pasivo, pero en el período expulsivo activo se modificó a la posición de flexión del tronco. No hay una definición del ángulo de esta flexión con respecto a si era menor de 45º y, por lo tanto, se mantuvo la posición en decúbito. Además el estudio incluyó una cointervención que puede haber afectado los resultados y que consistió en que el grupo de intervención retardó el empujar hasta 120 minutos después del diagnóstico del período expulsivo, en comparación con el grupo tradicional que empujó de inmediato. Por lo tanto, se optó por excluir este estudio del análisis de sensibilidad de los ensayos con bajo riesgo de sesgo.
Hubo mucha heterogeneidad de los resultados para el resultado primario parto instrumental, que se puede explicar por las diferencias en el diseño de los estudios, con posiciones diferentes recomendadas en los dos grupos de intervención y también el informe poco claro con respecto a si las pacientes cumplieron con las posiciones asignadas. Un factor de confusión potencial es la posición de la cabeza del feto en la pelvis materna en el momento de inicio del período expulsivo, con una malposición asociada con un período expulsivo más largo y con el parto quirúrgico. Solo un estudio (Downe 2004) informó esta variable, y la cabeza fetal se colocó en una posición lateral o posterior en alrededor del 25% de las participantes, sin que se encontraran diferencias significativas entre los grupos. Se encontró que esta característica es un factor de confusión importante, que aumentó 2,7 veces el riesgo de parto instrumental. La imposibilidad de explicar este factor de confusión en los otros estudios también puede desempeñar una función en la heterogeneidad de los resultados.
En esta revisión no se consideraron los estudios que evaluaron las posiciones que liberan la pelvis para ampliarla un poco en comparación con las posiciones donde la pelvis está fija. Dicha comparación probaría si las posiciones que permiten que la pelvis se amplíe y dé más espacio al feto para pasar podrían ayudar. Sentarse en posición vertical en una cama sería una posición de "pelvis fija". Los beneficios de la posición vertical se pueden anular entonces si la paciente descansa sobe el sacro y las tuberosidades isquiáticas (Gardosi 1989), ya que esto puede hacer rotar el sacro hacia adelante y reducir las dimensiones anteroposteriores de salida de la pelvis (Borell 1957). No hubo datos suficientes para este análisis, pero en la próxima actualización se considerará esta comparación.
Las pacientes se agruparon en las que tuvieron una epidural tradicional o móvil, pero en algunos casos el tipo de epidural utilizado no se informó de manera adecuada y cuando no estuvo claro se clasificaron en el grupo tradicional. Los resultados se presentaron para todos los estudios juntos y se planificó un análisis de subgrupos de las pacientes en las que estaba claro que recibieron una epidural móvil. En general no hubo diferencias claras en los partos quirúrgicos cuando los estudios se agruparon por el tipo de epidural utilizada (tradicional o móvil), pero hubo heterogeneidad significativa en los resultados, en particular en el grupo tradicional. La limitación del análisis a los estudios con bajo riesgo de sesgo dejó solo un estudio (Downe 2004) con 107 mujeres en el grupo tradicional.
Se había planificado incluir los estudios en los que las participantes tenían embarazos únicos a término, es decir, 37 semanas en adelante. Tres de los estudios (Downe 2004; Karraz 2003; Walker 2012) incluyeron pacientes en puntos temporales gestacionales más tempranos que los predeterminados en el protocolo. Estos estudios reclutaron a pacientes desde las 36 semanas en adelante. Los resultados no estuvieron disponibles para las gestaciones a término y prematuras por separado, de manera que en la revisión se incluyeron datos de pacientes desde las 36 semanas en adelante, en lugar de limitarlos a las participantes a término solamente. Es poco probable que esta desviación haya modificado de forma significativa los resultados, y es probable que el número de pacientes entre las 36 y las 37 semanas incluidas en la revisión sean pequeños, con resultados aplicables a las pacientes a término con una epidural.
Se reconoce que los resultados de esta revisión han estado influenciados por la elección del modelo estadístico. Se eligieron los efectos aleatorios debido a la heterogeneidad en las poblaciones e intervenciones y, como resultado, se supone que el resultado "verdadero" puede diferir entre los estudios. El modelo de efectos aleatorios proporciona una estimación más moderada, con intervalos de confianza más amplios. Potencialmente también da más peso a los estudios más pequeños y menos consistentes, de manera que las conclusiones generales del metanálisis actualizado aún son las mismas. Sin embargo, los análisis de sensibilidad que excluyen los estudios más pequeños con alto riesgo de sesgo indican un aumento claro de los partos quirúrgicos con las posiciones verticales. Estos resultados están condicionados en gran parte por un ensayo multicéntrico grande más reciente (BUMPES 2017). Se conoce que el modelo de efectos fijos proporciona resultados que son muy diferentes y favorecen con claridad al ensayo grande (BUMPES 2017) y a la posición en decúbito en algunos resultados.
Calidad de la evidencia
La calidad de la evidencia se evaluó mediante criterios GRADE para los seis resultados maternos predeterminados para GRADE y los tres resultados fetales predeterminados en la comparación de la posición vertical versus la posición en decúbito (ver Resumen de los hallazgos, tabla 1). La calidad de la evidencia también se evaluó mediante el enfoque GRADE para el análisis de sensibilidad de los estudios con bajo riesgo de sesgo en tres resultados. Para los datos generales, la calidad de la evidencia para la pérdida sanguínea mayor de 500 ml y el pH bajo del cordón umbilical menor de 7,1 se consideró moderada; para el parto quirúrgico y el traumatismo en el canal del parto que requirió sutura se consideró de baja calidad; para la duración del período expulsivo, la cesárea, el parto instrumental, los patrones electrocardiográficos fetales anormales que requirieron intervención y el ingreso a la unidad de cuidados intensivos neonatales se consideraron de muy baja calidad. Para los análisis de sensibilidad de los estudios con bajo riesgo de sesgo, la calidad de la evidencia para el parto quirúrgico y la cesárea se consideró de alta calidad y para el parto vaginal instrumental de baja calidad. La calidad de la evidencia de los resultados se disminuyó debido a limitaciones en el diseño de los estudios que contribuyeron con datos, la inconsistencia y la imprecisión de las estimaciones del efecto.
Sesgos potenciales en el proceso de revisión
Aunque existe la posibilidad de introducir sesgo en todas las etapas de este proceso de revisión, se realizaron diversos pasos para disminuirlo. Se adoptaron métodos sistemáticos como parte de los criterios para seleccionar los estudios para su inclusión y se utilizó un protocolo con el objetivo de disminuir el sesgo. Dos autores de la revisión, de forma independiente, evaluaron la elegibilidad de los ensayos para su inclusión en la revisión y realizaron la extracción de los datos. Un tercer autor de la revisión realizó la verificación de los datos. Dos personas que trabajaron de forma independiente evaluaron los riesgos de sesgo de los estudios incluidos y realizaron evaluaciones GRADE para disminuir los sesgos dentro del proceso de revisión. De forma predeterminada se había limitado el análisis principal a los subgrupos de estudios sobre las pacientes con una epidural móvil o tradicional y el análisis de sensibilidad se había limitado a los ensayos con bajo riesgo de sesgo (sobre la base de la clasificación de riesgo incierto o alto de sesgo para la ocultación de la asignación y los datos incompletos de resultados). Sin embargo, no se predeterminó la exclusión de los estudios con cointervenciones del análisis de sensibilidad de los ensayos con bajo riesgo de sesgo.
Acuerdos y desacuerdos con otros estudios o revisiones
Las conclusiones de esta revisión han modificado las de la versión anterior (Kibuka 2017), debido principalmente al agregado de un gran ensayo adicional con bajo riesgo de sesgo (BUMPES 2017). El análisis de sensibilidad de los estudios con bajo riesgo de sesgo muestra con claridad una reducción de los partos quirúrgicos con la posición en decúbito. Sin embargo, los resultados del análisis principal de todos los estudios incluidos en la revisión (alto a bajo riesgo de sesgo) muestra una vez más que la posición puede lograr poco o ningún cambio en las tasas de parto quirúrgico.
Los resultados de esta revisión actualizada coinciden y a la vez difieren con otra revisión Cochrane que compara las posiciones en el período expulsivo en pacientes sin analgesia epidural (Gupta 2017). Se encontraron resultados similares en el ingreso a cuidados intensivos neonatales y en la cesárea. Sin embargo, las pacientes sin analgesia epidural en una posición vertical tuvieron menos partos asistidos, duraciones más cortas del período expulsivo del trabajo de parto y se observaron menos patrones electrocardiográficos fetales anormales, pero presentaron más desgarros de segundo grado que las pacientes en posiciones en decúbito sin analgesia epidural.
Risk of bias summary: review authors' judgements about each risk of bias item for each included study
Risk of bias graph: review authors' judgements about each risk of bias item presented as percentages across all included studies.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 1 Operative birth (caesarean or instrumental vaginal).
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 2 Duration of second stage labour (minutes) (from time of randomisation to birth).
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 3 Caesarean section.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 4 Instrumental vaginal birth.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 5 Trauma to birth canal requiring suturing.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 6 Blood loss (greater than 500 mL) (trial authors defined it as PPH requiring blood transfusion).
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 7 Prolonged second stage, defined as pushing for more than 60 minutes (trial authors report 'duration of pushing phase' in minutes.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 8 Maternal experience and satisfaction of labour.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 9 Abnormal fetal heart rate patterns, requiring intervention.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 10 Apgar score less than seven at five minutes.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 11 Apgar score less than four at five minutes.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 12 Low cord pH.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 13 Admission to neonatal intensive care unit.
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 14 Need for ventilation (trial authors report 'intubation').
Comparison 1 Upright position versus recumbent position, Outcome 15 Perinatal death.
Comparison 2 Upright position versus recumbent position (sensitivity analyses ‐ high‐quality studies only), Outcome 1 Operative birth (caesarean or instrumental vaginal).
Comparison 2 Upright position versus recumbent position (sensitivity analyses ‐ high‐quality studies only), Outcome 2 Caesarean section.
Comparison 2 Upright position versus recumbent position (sensitivity analyses ‐ high‐quality studies only), Outcome 3 Instrumental vaginal birth.
| Upright position compared to recumbent position for the second stage of labour for women with epidural anaesthesia | ||||||
| Patient or population: women in the second stage of labour with epidural anaesthesia | ||||||
| Outcomes | Anticipated absolute effects* (95% CI) | Relative effect | № of participants | Certainty of the evidence | Comments | |
| Risk with recumbent position | Risk with upright position | |||||
| Maternal outcomes | ||||||
| Operative birth (caesarean or instrumental vaginal) | Study population | RR 0.86 | 4316 | ⊕⊕⊝⊝ | ‐ | |
| 554 per 1000 | 476 per 1000 | |||||
| Duration of second stage labour (minutes) (from time of randomisation to birth) | The mean duration of second stage labour across control groups ranged from 52.06 minutes to 124.3 minutes | MD 6.00 minutes higher (37.46 lower to 49.46 higher) | ‐ | 456 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ |
| Caesarean section | Study population | RR 0.94 | 4316 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 86 per 1000 | 81 per 1000 | |||||
| Instrumental vaginal birth | Study population | RR 0.90 | 4316 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 468 per 1000 | 421 per 1000 | |||||
| Trauma to birth canal requiring suturing | Study population | RR 1.00 | 3266 | ⊕⊕⊝⊝ | ‐ | |
| 840 per 1000 | 832 per 1000 | |||||
| Blood loss (greater than 500 mL) (trial authors defined it as PPH requiring blood transfusion) | Study population | RR 1.20 | 3093 | ⊕⊕⊕⊝ | ‐ | |
| 34 per 1000 | 41 per 1000 | |||||
| Infant outcomes | ||||||
| Abnormal fetal heart rate patterns, requiring intervention | Study population | RR 1.69 | 107 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 41 per 1000 | 69 per 1000 | |||||
| Low cord pH | Study population | RR 0.43 | 3159 | ⊕⊕⊕⊝ | ‐ | |
| 16 per 1000 | 7 per 1000 | |||||
| Admission to neonatal intensive care unit | Study population | RR 0.54 | 66 | ⊕⊝⊝⊝ | ‐ | |
| 24 per 1000 | 13 per 1000 | |||||
| *The risk in the intervention group (and its 95% confidence interval) is based on the assumed risk in the comparison group and the relative effect of the intervention (and its 95% CI). | ||||||
| GRADE Working Group grades of evidence | ||||||
| aLimitations in study (no blinding possible in any of the studies, with some studies at high risk for incomplete data, selective reporting and other bias) (‐1). | ||||||
| Upright position compared to recumbent position (sensitivity analyses ‐ studies at low risk of bias only) for the second stage of labour for women with epidural anaesthesia | ||||||
| Patient or population: women in the second stage of labour with epidural anaesthesia | ||||||
| Outcomes | Anticipated absolute effects* (95% CI) | Relative effect | № of participants | Certainty of the evidence | Comments | |
| Risk with recumbent position (sensitivity analyses ‐ studies at low risk of bias only) | Risk with upright position | |||||
| Operative birth (caesarean or instrumental vaginal) | Study population | RR 1.11 | 3609 | ⊕⊕⊕⊕ | ‐ | |
| 573 per 1000 | 636 per 1000 | |||||
| Caesarean section | Study population | RR 1.29 | 3609 | ⊕⊕⊕⊕ | ‐ | |
| 86 per 1000 | 111 per 1000 | |||||
| Instrumental vaginal birth | Study population | RR 1.08 | 3609 | ⊕⊕⊝⊝ | ‐ | |
| 487 per 1000 | 526 per 1000 | |||||
| *The risk in the intervention group (and its 95% confidence interval) is based on the assumed risk in the comparison group and the relative effect of the intervention (and its 95% CI). | ||||||
| GRADE Working Group grades of evidence | ||||||
| aLimitations in study design (no blinding possible in any of the studies, unclear allocation concealment) – but most of the pooled effect comes from one study with low risk of bias for all domains apart from blinding – impossible to blind and so not downgraded for lack blinding as this is an objective measure. | ||||||
| Outcome or subgroup title | No. of studies | No. of participants | Statistical method | Effect size |
| 1 Operative birth (caesarean or instrumental vaginal) Show forest plot | 8 | 4316 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.86 [0.70, 1.07] |
| 1.1 'Mobile' epidurals | 4 | 3783 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.04 [0.90, 1.20] |
| 1.2 Traditional epidurals or type not specified | 4 | 533 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.77 [0.48, 1.25] |
| 2 Duration of second stage labour (minutes) (from time of randomisation to birth) Show forest plot | 3 | 456 | Mean Difference (IV, Random, 95% CI) | 6.00 [‐37.46, 49.46] |
| 2.1 'Mobile' epidurals | 0 | 0 | Mean Difference (IV, Random, 95% CI) | 0.0 [0.0, 0.0] |
| 2.2 Traditional epidurals or type not specified | 3 | 456 | Mean Difference (IV, Random, 95% CI) | 6.00 [‐37.46, 49.46] |
| 3 Caesarean section Show forest plot | 8 | 4316 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.94 [0.61, 1.46] |
| 3.1 'Mobile' epidurals | 4 | 3783 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.14 [0.78, 1.67] |
| 3.2 Tradtional epidurals or type not specified | 4 | 533 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.41 [0.15, 1.16] |
| 4 Instrumental vaginal birth Show forest plot | 8 | 4316 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.90 [0.72, 1.12] |
| 4.1 'Mobile' epidurals | 4 | 3783 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.06 [1.00, 1.13] |
| 4.2 Traditional epidurals or type not specified | 4 | 533 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.84 [0.50, 1.41] |
| 5 Trauma to birth canal requiring suturing Show forest plot | 3 | 3266 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.00 [0.89, 1.13] |
| 6 Blood loss (greater than 500 mL) (trial authors defined it as PPH requiring blood transfusion) Show forest plot | 1 | 3093 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.20 [0.83, 1.72] |
| 7 Prolonged second stage, defined as pushing for more than 60 minutes (trial authors report 'duration of pushing phase' in minutes Show forest plot | 1 | 199 | Mean Difference (IV, Random, 95% CI) | ‐16.37 [‐24.55, ‐8.19] |
| 8 Maternal experience and satisfaction of labour Show forest plot | 1 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | Subtotals only | |
| 8.1 Satisfaction with overall childbirth experience (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.95 [0.92, 0.99] |
| 8.2 Involved in making decisions (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.98 [0.96, 1.00] |
| 8.3 Treated with respect by all staff (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.99 [0.98, 1.01] |
| 8.4 Expectations for labour & birth were met (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.99 [0.93, 1.05] |
| 8.5 Felt safe at all times (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.99 [0.97, 1.02] |
| 8.6 Good communication from staff (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.00 [0.98, 1.02] |
| 8.7 Felt in control (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.00 [0.95, 1.06] |
| 8.8 Able to move as much as wanted (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.93 [0.86, 1.01] |
| 8.9 Satisfied with position before pushing (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.02 [0.98, 1.05] |
| 8.10 Satisfied with position while pushing (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.01 [0.98, 1.04] |
| 8.11 Satisfied with labour pain relief (strongly agree & agree) | 1 | 2373 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.99 [0.97, 1.02] |
| 9 Abnormal fetal heart rate patterns, requiring intervention Show forest plot | 1 | 107 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.69 [0.32, 8.84] |
| 10 Apgar score less than seven at five minutes Show forest plot | 1 | 199 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.0 [0.0, 0.0] |
| 11 Apgar score less than four at five minutes Show forest plot | 1 | 3093 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.66 [0.11, 3.94] |
| 12 Low cord pH Show forest plot | 2 | 3159 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.43 [0.20, 0.90] |
| 13 Admission to neonatal intensive care unit Show forest plot | 1 | 66 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.54 [0.02, 12.73] |
| 14 Need for ventilation (trial authors report 'intubation') Show forest plot | 1 | 3093 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.74 [0.26, 2.13] |
| 15 Perinatal death Show forest plot | 1 | 3093 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 2.96 [0.12, 72.69] |
| Outcome or subgroup title | No. of studies | No. of participants | Statistical method | Effect size |
| 1 Operative birth (caesarean or instrumental vaginal) Show forest plot | 3 | 3609 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.11 [1.03, 1.20] |
| 1.1 'Mobile' epidurals | 2 | 3502 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.10 [1.04, 1.16] |
| 1.2 Traditional epidurals or type not specified | 1 | 107 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.58 [0.99, 2.54] |
| 2 Caesarean section Show forest plot | 3 | 3609 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.29 [1.05, 1.57] |
| 2.1 'Mobile' epidurals | 2 | 3502 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.29 [1.06, 1.58] |
| 2.2 Tradtional epidurals or type not specified | 1 | 107 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 0.84 [0.05, 13.16] |
| 3 Instrumental vaginal birth Show forest plot | 3 | 3609 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.08 [0.91, 1.30] |
| 3.1 'Mobile' epidurals | 2 | 3502 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.06 [0.98, 1.15] |
| 3.2 Traditional epidurals or type not specified | 1 | 107 | Risk Ratio (M‐H, Random, 95% CI) | 1.63 [1.00, 2.68] |
