Wzorce masy urodzeniowej według wieku ciążowego w Brazylii

Wzorce masy urodzeniowej według wieku ciążowego w Brazylii

Carlos E. PedreiraI, II; Francisco A. PintoIII; Silvia P. PereiraIV; Elaine S. CostaIV

ICOPPE-PEE/UFRJ, Av. Horácio Macedo, 2030, Prédio do CT, Bloco H, 3° andar, Ilha do Fundão, Cidade Universitária, 21941-914 Rio de Janeiro, RJ, Brazylia
IIFaculty of Medicine/UFRJ, Av. Carlos Chagas Filho, Prédio do CCS, Bloco K, 2° andar, Ilha do Fundão, Cidade Universitária, 21941-914 Rio de Janeiro, RJ, Brazylia
IIIDepartment of Statistics/UFF, Rua Mário Santos Braga s/n, 24020-140 Niterói, RJ, Brazylia
IVTransdisciplinary Center for Research in Child Health, Instituto de Puericultura e Pediatria Martagão Gesteira/UFRJ, Rua Bruno Lobo, 50, Ilha do Fundão, Cidade Universitária, 21941-912 Rio de Janeiro, RJ, Brazil

Korespondencja do

ABSTRACT

BACKGROUND AND OBJECTIVES: Przedstawiamy zaktualizowany portret masy urodzeniowej dla wieku ciążowego, oparty na prawie 8 milionach obserwacji populacji mieszanej etnicznie. Zawiera on pierwsze kompleksowe wykresy z danymi brazylijskimi. Wkład ten ma na celu pomoc klinicystom w klasyfikowaniu wzrostu płodu, zapewnienie odniesienia dla badań predyktorów i pokazanie konsekwencji małych i dużych wzorców dla wieku ciążowego dostawy. Większość danych referencyjnych dotyczących oceny urodzeniowej masy ciała w odniesieniu do wieku ciążowego dotyczy niewystarczającej liczebności próby, zwłaszcza w niskim wieku ciążowym. Badania populacyjne o znacznie większej liczebności próby odnoszą się do danych zebranych ponad 15 lat temu.
METODY: Przeprowadziliśmy populacyjne badanie urodzeń we wszystkich brazylijskich stanach od 2003 do 2005 roku. Wyniki oparte były na 7,993,166 singletonach. Zbudowaliśmy 3., 5., 10., 25., 50., 90., 95. i 97. wygładzone krzywe percentylowe i tabele specyficzne dla płci od 22 do 43 ukończonych tygodni.
WYNIKI: Powstałe tabele i reprezentacja graficzna zapewniają specyficzne dla płci odniesienie, aby uzyskać dostęp do dystrybucji masy urodzeniowej w zależności od wieku ciążowego w populacji brazylijskiej.
WNIOSKI: Jest to pierwsze populacyjne odniesienie skonstruowane na danych z kraju rozwijającego się. Wykresy te mogą stanowić ważne narzędzie do poprawy klinicznej oceny wzrostu u noworodków.

Słowa kluczowe: masa urodzeniowa, noworodek, wiek ciążowy, wzrost płodu, wcześniak, wcześniactwo.

RESUMO

PODSTAWY I CELE: Przedstawiamy uaktualniony obraz masy ciała w okresie ciąży, oparty na około 8 milionach obserwacji w populacji etnicznie zmistyfikowanej. Są to pierwsze tabele z danymi brazylijskimi. Przyczynek ten ma na celu pomoc klinicystom w klasyfikacji rozwoju płodu oraz stworzenie odniesienia do badań prognostycznych i następstw dla części z opuszkami małymi i dużymi w wieku ciążowym. Większość danych referencyjnych dotyczących szacowania masy ciała w stosunku do wieku ciążowego cierpi z powodu niewystarczającej liczebności próby, zwłaszcza w przypadku niskiego wieku ciążowego. Badania populacyjne o dużej liczebności próby odnoszą się do danych zebranych ponad 15 lat temu.
METODY: Przeprowadziliśmy populacyjne badanie urodzeń we wszystkich brazylijskich stanach od 2003 do 2005 roku. Wyniki oparto na 7,993,166 porodach z pojedynczej ciąży. Skonstruowaliśmy wygładzone krzywe i tabele dla płci od 22 do 43 ukończonych tygodni dla 3, 5, 10, 25, 50, 90, 95 i 97 percentyla.
WYNIKI: Uzyskane tabele i reprezentacje graficzne zapewniają specyficzne dla płci odniesienie w celu uzyskania dostępu do rozkładu masy urodzeniowej w zależności od wieku ciążowego w populacji brazylijskiej.
WNIOSKI: Jest to pierwsze odniesienie do populacji skonstruowane na podstawie danych z kraju rozwijającego się. Tabele te mogą stanowić ważne narzędzie do poprawy klinicznej oceny wzrastania u noworodków.

Słowa kluczowe: masa urodzeniowa, noworodek, wiek ciążowy, wzrost płodu, wcześniak, przedwczesny, przedwczesny, przedwczesny.

INTRODUCTION

After Lubchenco’s article (Lubchenco et al. 1963) w latach sześćdziesiątych, w literaturze zaproponowano szereg danych referencyjnych do oceny masy urodzeniowej dla wieku ciążowego (Kramer i wsp. 2001, Zhang i Bowes 1995, Alshimmiri i wsp. 2004, Bonellie i wsp. 2008, Alexander i wsp. 1996, Shin i wsp. 2005, Skjæ rven i wsp. 2000). Większość z nich odnosi się do krajów rozwiniętych, a żadne z badań dotyczących krajów słabo rozwiniętych lub rozwijających się nie jest oparte na danych dotyczących populacji. Pomimo oczywistego znaczenia tych prac, niektóre z nich wiążą się z problemami metodologicznymi (Kramer i in. 2001), np. badaniami nieopartymi na populacji, referencjami unisex i małą liczebnością próby, co jest szczególnie istotne w przypadku niskiego wieku ciążowego. W rzeczywistości niektóre z tych problemów wynikają z wewnętrznych wyzwań związanych z konstruowaniem wykresów masy urodzeniowej dla wieku ciążowego, np. wymogu badań populacyjnych i konieczności stosowania prób o rozsądnej wielkości, nawet w przypadku nieczęstych zdarzeń, takich jak skrajne wcześniactwo. Ponadto należy wziąć pod uwagę, że pewne utrudnienia wynikają bezpośrednio z dokumentów rejestracji urodzeń, których nie można kontrolować.

W niniejszej pracy przeprowadziliśmy badanie, którego efektem było stworzenie specyficznego dla płci odniesienia masy urodzeniowej do wieku ciążowego. Opierało się ono na zbiorze danych obejmującym wszystkie noworodki we wszystkich brazylijskich stanach w latach 2003-2005. Są to pierwsze kompleksowe wykresy z danymi brazylijskimi. Obecnie większość ocen klinicznych w Brazylii opiera się na danych międzynarodowych. Graficzne reprezentacje, jak również tabele dla 3, 5, 10, 25, 50, 90, 95 i 97 percentyla są wyświetlane. Brazylia ma dużą populację i dość wysoki wskaźnik urodzeń, co pozwala na oparcie wyników na dużej liczebności próby. Jest to szczególnie istotne w przypadku niskiego wieku ciążowego i przy obliczaniu skrajnych (3., 5., 95. i 97.) percentyli. Te percentyle są często używane jako punkty odcięcia, aby określić czy noworodki są małe czy duże w stosunku do wieku ciążowego. Mimo że nasz zbiór danych składa się z dużej liczby obserwacji, obejmuje on tylko 3 lata, co pozwala uniknąć niepożądanych efektów związanych ze zmianami wzorców masy urodzeniowej w badanym okresie (Bonellie i Raab 1997, Chike-Obi i in. 1996).

METODY

Do tego badania wykorzystaliśmy dane z urodzeń we wszystkich brazylijskich stanach w latach 2003-2005, dostarczone przez świadectwa żywych urodzeń dostarczone przez brazylijski Ogólny System Zdrowia (SUS). Wydawanie żywych aktów urodzenia jest w Brazylii obowiązkowe, a urodzenia niezarejestrowane prawie nie istnieją i mogą być odpowiednio pominięte. Nasze wyniki opierały się na 7 993 166 urodzeniach pojedynczych (4 093 316 mężczyzn i 3 899 832 kobiet) po wykluczeniu. Noworodki z ciąży mnogiej (n = 169,373) i z poważnymi wadami wrodzonymi (n = 53,891) zostały wykluczone z zestawu danych. Wyeliminowano również rejestracje z niezarejestrowanymi głównymi wadami wrodzonymi (817 867), wiekiem ciążowym (79 137), masą urodzeniową (52 967) i ciążami mnogimi (15 467). Wyeliminowaliśmy również kilka (mniej niż 0,1%) ewidentnie błędnych pomiarów. Oprócz tych zmiennych, zbiór danych zawierał również informacje o pochodzeniu etnicznym i parzystości. Zdecydowaliśmy się nie wykorzystywać tych informacji, ponieważ fizjologiczno-patologiczna natura różnic etnicznych w rozwoju płodu jest nadal niejasna (Kierans et al. 2008). W brazylijskich dokumentach rejestracji urodzeń tygodnie ciążowe są przedstawione w przedziałach: mniej niż 22, 22 do 27, 28 do 31, 32 do 36, 37 do 41 i więcej niż 41 tygodni.

Wiek ciążowy odnosi się do odstępu, w pełnych tygodniach, między pierwszym dniem ostatniej miesiączki matki (LMP) a dniem porodu. Może to być również każde oszacowanie tego przedziału na podstawie badania ultrasonograficznego, badania fizycznego lub innej metody. Brazylijski podręcznik rejestracji urodzeń zaleca stosowanie LMP. Inne metody, takie jak ocena ultrasonograficzna i środki położnicze, mogły być również stosowane w niektórych przypadkach.

Brazylijski System Informacji o Żywych Urodzeniach (SINASC), wdrożony w 1990 roku, obejmuje 90% wszystkich urodzeń w Brazylii. Ten system rejestracji urodzeń obejmuje wszystkie dzieci, które urodziły się żywe, niezależnie od wieku ciążowego. Dzieci z bardzo niskim wiekiem ciążowym nie są uznawane za martwo urodzone. Warto wspomnieć, że dzieci z bardzo niskim wiekiem ciążowym mają wskaźnik przeżyciaaround 50%, odzwierciedlający znacznie dużą sieć oddziałów intensywnej terapii noworodka, aby pomóc skrajnie przedwczesnym noworodkom w Brazylii.

Zbudowaliśmy oddzielne krzywe i tabele formale i kobiet noworodków dla 3, 5, 10, 25, 50, 90, 95 i 97 percentyla od 22 do 42 ukończonych tygodni w oparciu o wygładzone szacunkowe krzywe. Krzywe i tabele zostały wygładzone przez zachowującą kształt metodę interpolacji sześciennej (Fritsch i Carlson 1980, Kahaner et al. 1989) przy użyciu programu MATLAB (Mathworks, Natick, MA).

Względne różnice procentowe między wcześniej opublikowanymi wykresami a obecną pracą są obliczane dla 10, 50 i 90 percentyla przy użyciu danych brazylijskich jako odniesienia. Względne różnice procentowe obliczono jako:

Tutaj, Brasilperc reprezentuje brazylijskie percentyle, podczas gdy Otherperc to percentyle opublikowane w (Kramer et al. 2001, Zhang i Bowes 1995, Alshimmiri et al. 2004) i (Bonellie et al. 2008).

Instytucjonalna Rada ds. Badań Etycznych uznała, że to badanie jest zwolnione z obowiązku zatwierdzenia, ponieważ dane są publicznie dostępne na brazylijskiej stronie rządowej.

WYNIKI

W tabeli I można znaleźć 3, 5, 10, 25, 50, 90, 95 i 97 percentyl masy urodzeniowej dla wieku ciążowego odpowiednio dla noworodków płci męskiej i żeńskiej. Rycina 1 przedstawia graficzną reprezentację tych percentyli.

W tabeli II przedstawiamy widok porównawczy dotyczący niektórych aspektów projektowych, niniejszej pracy i innych różnych badań. Warto zauważyć, że większość poprzednich wykresów opierała się na danych z krajów rozwiniętych, a wykresy brazylijskie zostały zbudowane z udziałem prawie 8 milionów noworodków, co stanowi ponad dwukrotność wielkości próby z największych wczesnych badań.

W Tabeli III można znaleźć tabelaryczne zestawienie porównawcze względnych różnic procentowych dla 10, 50 i 90 percentyla, dla mężczyzn, pomiędzy czterema wcześniej opublikowanymi wykresami (Kramer i wsp. 2001, Alshimmiri i wsp. 2004, Bonellie i wsp. 2008, Alexander i wsp. 1996) a niniejszą pracą, użytą jako odniesienie. Liczby ujemne i dodatnie w tabeli III odzwierciedlają, że brazylijskie percentyle były, odpowiednio, mniejsze lub większe w porównaniu z pozostałymi czterema referencjami. Liczby ujemne wskazują, że percentyle są przeszacowane w stosunku do brazylijskich, natomiast wartości dodatnie oznaczają niedoszacowanie w stosunku do percentyli z niniejszej pracy. Należy pamiętać, że wszystkie wartości są wartościami procentowymi. Na przykład męski percentyl 90 z tabeli III dla 40 tygodni byłby zawyżony o 4,1%, gdyby użyto odniesienia (Bonellie et al. 2008).

Podążając za sposobem, w jaki referencje są publikowane przez różnych autorów, dla Bonellie użyliśmy średniej między nulliparous i multiparous w celu porównania. Chociaż (Alexander et al. 1996) podają wartości 10 percentyla zarówno dla mężczyzn jak i kobiet, dane nie są specyficzne dla płci dla większości percentyli, dlatego te same wartości zostały użyte w Tabeli III.

DISCUSSION

Karty masy urodzeniowej dla wieku ciążowego są istotnym narzędziem dostarczającym klinicystom istotnych informacji dotyczących tego, które noworodki mogą być obarczone większym ryzykiem zachorowalności i późniejszej śmiertelności lub opóźnienia rozwoju. W niniejszej pracy przedstawiamy pierwsze kompleksowe wykresy z danymi brazylijskimi.

Tabela II pozwala na porównanie brazylijskiego badania przedstawionego w niniejszej pracy z niektórymi opublikowanymi wykresami. Można zauważyć, że jedyne opublikowane badania populacyjne o znacząco dużej liczebności próby odnoszą się do danych zebranych ponad 15 lat temu.

Z punktu widzenia norm etnicznych, populacja brazylijska jest prawdziwym tyglem. W związku z tym niniejsze opracowanie stanowi portret urodzeniowej masy ciała dla wieku ciążowego populacji mieszanej, oparty na prawie 8 milionach obserwacji.

Tabelę III należy rozpatrywać z ostrożnością, ponieważ badania nad zróżnicowaniem etnicznym i socjoekonomicznym obejmują istotne różnice metodologiczne między sobą. Niemniej jednak warto zauważyć, że brazylijski wykres dał niższe percentyle (wartości ujemne w tabeli III) dla większości tygodni ciąży w porównaniu z (Alexander et al. 1996). Ponadto, 50 percentyl jest generalnie wyższy dla danych brazylijskich w bardzo niskim wieku ciążowym (do 26 tygodnia) i niższy w terminie. Może to świadczyć o gorszych wskaźnikach przeżywalności w niższych ciążach w Brazylii. Ogólnie rzecz biorąc, pomimo rozbieżności metodologicznych i oczekiwanego w konsekwencji zróżnicowania wartości percentyli, wykres brazylijski jest dość spójny z poprzednimi badaniami. Największe rozbieżności pojawiły się w odniesieniu do wykresu (Alshimmiri i wsp. 2004), co być może można wytłumaczyć dość małą liczebnością próby. Należy zauważyć, że różnice między tymi badaniami mogą częściowo wynikać z różnic w procedurach statystycznych stosowanych w różnych pracach.

Kilka podejść dotyczy błędnego oszacowania wieku ciążowego dla części noworodków (Kramer i wsp. 2001, Bonellie i wsp. 2008, Plattet al.2001, Oja i wsp. 1991, Hutcheon i Platt 2008). Ta błędna klasyfikacja może prowadzić do powstania krzywych, które nie są gładkie lub biologicznie wiarygodne. Niepożądane efekty, takie jak wyboje w skrajnych percentylach, szczególnie wokół tygodni 28 do 30, zostały zgłoszone (Kramer et al. 2001, Bonellie et al. 2008). Nie zaobserwowaliśmy tych zniekształceń w naszych krzywych, być może z powodu dużej wielkości próby.

Mamy nadzieję, że przedstawione wykresy będą przydatne dla klinicystów w klasyfikacji wzrostu płodu. Mogą one również posłużyć jako punkt odniesienia do badań nad predyktorami oraz do pokazania konsekwencji małych i dużych wzorców dla wieku ciążowego porodu. Na koniec należy wspomnieć o pewnych ograniczeniach. Nasze badanie jest przekrojowe, jak wszystkie populacyjne referencje wieku ciążowego. Możliwy błąd z powodu braku danych spowodowany brakiem masy płodów jeszcze in utero (Hutcheon i Platt 2008) jest również wspólny dla wszystkich wykresów, w tym naszego. Wreszcie, dokładne określenie wieku ciążowego w badaniach populacyjnych jest otwartym wyzwaniem dla wszystkich wykresów, a praktyczna adekwatność różnych miar jest poruszającym problemem badawczym (Wingate et al. 2007).

AKNOWLEDGMENTS

Ta praca była częściowo wspierana przez granty z Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq), i Fundação Carlos Chagas Filho de Amparo à Pesquisa do Estado do Rio de Janeiro (FAPERJ).

ALEXANDER GR, HIMES JH, KAUFMAN RB, MOR J I KOGAN M. 1996. A United States national reference for fetal growth. Obstetrics & Gynecology 87: 163-168.

ALSHIMMIRI MM, AL-SALEH EA, ALSAEID K, HAMMOUD MS I AL-HARMI JA. 2004. Birth weight percentiles by gestational age in Kuwait. Arch Gynecol Obstet 269: 111-116.

BONELLIE S, CHALMERS J, GRAY R, GREER I, JARVIS S AND WILLIAMS C. 2008. Centile charts for birth weight for gestational age for Scottish singleton births. BMC Pregnancy Childbirth 25: 8-15.

BONELLIE SR I RAAB GM. 1997. Dlaczego dzieci są coraz cięższe? Comparison of Scottish births from 1980 to 1992. BMJ 315: 1205.

CHIKE-OBI U, DAVID RJ, COUTINHO R I WU SY. 1996. Birth weight Has Increased Over a Generation. Am J Epidemiol 164: 563-569.

FRITSCH FN I CARLSON RE. 1980. Monotone Piecewise Cubic Interpolation, SIAM. J Num Anal 17: 238-246.

HUTCHEON JA I PLATT RW. 2008. The missing data problem in birth weight percentiles and thresholds for small-for-gestational-age. Am J Epidemiol 167: 793-796.

KAHANER D, MOLER C AND NASH S. 1989. Numerical Methods and Software. London: Prentice Hall, 495 p.

KIERANS WJ, JOSEPH KS, LUO ZC, PLATT R, WILKINS R AND KRAMER MS. 2008. Czy jeden rozmiar pasuje do wszystkich? The case for ethnic-specific standards of fetal growth. BMC Pregnancy Childbirth 8: 1.

Kramer M, Platt RW, Wen SW, Joseph KS, Allen A, Abrahamowicz M, Blondel B, Bréart G and Fetal/Infant Health Study Group of the Canadian Perinatal Surveillance System. 2001. Nowa i ulepszona populacyjna referencja dla masy urodzeniowej dla wieku ciążowego. Pediatrics 108: E35.

LUBCHENCO L, HANSMAN C, DRESSLER M I BOYD E. 1963. Intrauterine wzrost jak oszacowano z liveborn danych masy urodzeniowej na 24 do 42 tygodni ciąży. Pediatrics 32: 793-800.

OJA H, KORAINEN M I RANTAKALLIO P. 1991. Fitting mixture models to birth weight data: a case study. Biometrics 47: 883-897.

PLATT RW, ABRAHAMOWICZ M, KRAMER MS, JOSEPH KS, MERY L, BLONDEL B, BRÉART G AND WEN SW. 2001. Detecting and eliminating erroneous gestational ages: a normal mixture model. Stat Med 20: 3491-3503.

SHIN SM, CHANG YP, LEE ES, LEE YA, SON DW,KIM MH AND CHOI YR. 2005. Birth Weight, Very Low Birthweight Rates and Gestational Age-Specific Birth weight Distribution of Korean Newborn Infants. J Korean Med Sci 20: 182-187.

SKJÆ RVEN R, GJESSING HK I BAKKETEIG LS. 2000. Urodzeniowa masa ciała w zależności od wieku ciążowego w Norwegii. Acta Obst et Gynec Scand 796: 440-449.

WINGATE MS, ALEXANDER GR I BUEKENS P. 2007. Comparison of Gestational Age Classifications: Date of Last Menstrual Period vs. Clinical Estimate. Ann Epidemiol 17: 425-430.

ZHANG J I BOWES W JR. 1995. Birth-weight-for-gestational-age patterns by race, sex, and parity in the United States population. Obstet Gynecol 86: 200-208.