Utilisation des courbes individualisées de croissance ... d’enfants prématurés présentant une...

63

Résumé

Identifier de manière pertinente et précoce le retard de croissance intra-utérin(RCIU) pendant la grossesse est une des voies d’amélioration potentielle dans la prise encharge de cette pathologie fréquente et responsable d’une morbidité et d’une mortalitéimportantes en santé périnatale. La définition du RCIU a évolué ces dernières décennies,passant du simple poids de naissance à l’utilisation de courbes de poids de naissance selonl’âge gestationnel, et plus récemment de poids de naissance in utero selon l’âgegestationnel. En 1992, Jason Gardosi a proposé la construction de courbes individuellesde poids fœtal ajustées sur la taille et le poids maternels, la parité, l’ethnie et le sexe

1 - CHU Grenoble - Département méthodologie de l’information en santé - PavillonTaillefer - BP 217 - 38043 Grenoble cedex

2 - Unité U953 (ex U149) - Recherche épidémiologique en santé périnatale et santédes femmes et des enfants - INSERM U953 (ex U149) - UPMC Paris 6 - Site SaintVincent-de-Paul - 81 avenue Denfert-Rochereau - 75014 Paris

3 - Groupe hospitalier Cochin Broca Hôtel-Dieu - Maternité de Port-Royal - AssistancePublique-Hôpitaux de Paris - Université Paris Descartes - Sorbonne Paris Cité - 123boulevard de Port-Royal - 75014 Paris

Correspondance : [email protected]

Utilisation des courbesindividualisées de croissance

fœtale : intérêt pour la pratiqueet la recherche

A. EGO 1, 2, J. ZEITLIN 2, F. GOFFINET 2, 3

(Grenoble, Paris)

fœtal. Les premières validations de cette définition du RCIU, réalisées à partir d’étudesrétrospectives, semblent montrer un bénéfice dans l’identification d’enfants à risque.

Un modèle ajusté individuel adapté aux naissances en France, développé selon cetteméthode, a été étudié en 2006. Comme le montrent d’autres modèles adaptés à différentspays, ce modèle, validé dans un large échantillon multicentrique, montre une amélio-ration du dépistage de la morbidité liée au faible poids : il distingue les enfants à risquedes enfants constitutionnellement petits, d’état de santé comparable aux enfants eutro-phiques.

La diffusion des courbes ajustées individuelles dans les recommandations et dansla pratique clinique reste rare actuellement. Cependant, elle est probablement imminentecompte tenu de l’intérêt des cliniciens pour ce concept, et de la simplicité des outilspermettant leur utilisation. La mise en œuvre d’études interventionnelles prospectivesévaluant l’impact de l’utilisation de ces courbes sur la santé périnatale serait justifiée,mais pose des problèmes de faisabilité. D’autres perspectives de recherche peuventnéanmoins s’envisager. Ces nouvelles références de poids constituent très probablement unprogrès pour un petit groupe de femmes et d’enfants, et sont une opportunité à uneharmonisation de la définition du RCIU dans le domaine clinique comme dans ledomaine de la recherche.

Mots clés : retard de croissance intra-utérin, courbes de poids de naissance,mortalité périnatale

Déclaration publique d’intérêtNous soussignés, Anne Ego, Jennifer Zeitlin, François Goffinet,

déclarons ne pas avoir d’intérêt direct ou indirect (financier ou ennature) avec un organisme privé, industriel ou commercial en relationavec le sujet présenté.

64

GOFFINET & COLL.

L’impact de la prématurité et du retard de croissance intra-utérin(RCIU) sur la santé périnatale est connu depuis très longtemps.Cependant, dans les années 1950-60, l’âge gestationnel à l’accouche-ment était imprécis ; les larges études étudiant cette relation et lesfacteurs associés ont donc utilisé un critère grossier mais précis, lefaible poids de naissance avec souvent comme seuil 2 500 grammes. Ilétait bien sûr indispensable de distinguer le faible poids de naissancede la prématurité et du RCIU. Les premières courbes de poids denaissance selon l’âge gestationnel à l’accouchement ont été publiéesdans les années soixante, suivies rapidement par de nombreusescourbes de références dans chaque pays. Ont suivi plus récemment descourbes de références de poids fœtal in utero. Ces deux types decourbes ont permis d’identifier les enfants de petit poids pour un âgegestationnel donné, appelés en France RCIU ou hypotrophie fœtalepar certains, ce défaut de poids étant défini par rapport au poids moyenpour l’âge gestationnel. Les connaissances sur ce facteur de risque, soncontexte d’apparition et ses conséquences sur la morbimortalitépérinatale, la santé de l’enfant voire même de l’adulte font l’objet d’unelittérature abondante. La question de la définition du RCIU n’estcependant pas résolue. Ces 20 dernières années, un nouveau conceptselon lequel la norme de poids doit être définie individuellement pourchaque enfant, selon son potentiel de croissance, est largement débattu.L’objectif de cette mise au point est de présenter les particularités descourbes ajustées individuelles de poids fœtal, de faire un état des lieuxsur leur évaluation dans la littérature et sur leur diffusion actuelle. C’estaussi de discuter les implications liées à leur diffusion dans la pratiqueclinique en médecine périnatale ainsi que les perspectives de recherchedans ce domaine.

I. COURBES AJUSTÉES INDIVIDUELLES DE POIDS FŒTAL :CONTEXTE ET MÉTHODES

I.1. Contexte de leur apparition

I.1.a. Terminologie autour du faible poids de naissanceHistoriquement, le faible poids a longtemps été défini comme un

poids de naissance inférieur à 2 500 g. La publication des premièrescourbes de poids de naissance a permis de faire évoluer cette définitiondu poids en associant l’âge gestationnel. En France, on a utilisé et on

65

UTILISATION DES COURBES INDIVIDUALISÉES DE CROISSANCE FŒTALE : INTÉRÊT POUR LA PRATIQUE ET LA RECHERCHE

utilise encore parfois le terme d’hypotrophie, indépendamment ducaractère pathologique ou non du défaut de poids. Mais ce terme aprogressivement été remplacé par celui de RCIU.

L’observation de la croissance fœtale par échographie a ajoutédeux nouvelles manières de dépister le RCIU cette fois en périodeprénatale, d’une part en se rapportant à des courbes de poids fœtal inutero et d’autre part en estimant le ralentissement de la croissance entredeux mesures successives. Devant une cassure de la courbe de crois-sance ou en présence d’arguments en faveur d’une altération du bien-être fœtal, un nouveau terme a fait son apparition, celui de restrictionde croissance.

Dans le vocabulaire anglo-saxon, il existe une terminologie variéeet précise pour caractériser le faible poids, mais elle semble princi-palement utilisée au Royaume-Uni où le Collège des gynécologuesobstétriciens distingue clairement :

— LBW pour « Low Birthweight » chez les enfants de faible poids,— de SGA pour « Small for Gestational Age » chez les enfants

n’atteignant pas un seuil donné de poids pour l’âge gestationnel,souvent sous le 10e ou le 3e percentile,

— de FGR ou IUGR pour « Fetal » ou « Intra-Uterine GrowthRestriction » lorsqu’il existe une cassure de la croissance et/oudes arguments en faveur d’un mécanisme pathologique respon-sable du défaut de croissance [1].

Dans notre pays, le vocabulaire a peu évolué et on fait rarementla distinction entre ces définitions. Le mot RCIU reste très fréquem-ment employé quel que soit le contexte lié au faible poids.

Dans l’ensemble de la littérature, l’analyse de la morbidité et de lamortalité associées au RCIU est réalisée le plus souvent en définissantle RCIU comme un poids de naissance inférieur au 10e percentile pourl’âge gestationnel d’une courbe de poids. Certains auteurs préfèrentavoir une approche quantitative du défaut de poids et utilisent lebirthweight ratio (rapport du poids du fœtus sur le poids moyenobservé pour l’âge gestationnel) ou le z score (rapport de la différenceentre poids du fœtus et poids moyen observé pour l’âge gestationnelsur la déviation standard).

I.1.b. Bénéfices du dépistage et de la prise en charge du RCIU :données scientifiques

L’amélioration d’identification du défaut de croissance n’a d’intérêtque si le dépistage s’accompagne d’une prise en charge améliorant lepronostic. Les travaux ayant mesuré le bénéfice lié du dépistage sont

66

GOFFINET & COLL.

très rares dans la littérature. Une étude suédoise rétrospective enpopulation incluant 26 968 nouveau-nés montre que le risque demorbidité néonatale sévère (définie comme la présence de lésionsneurologiques graves, d’une souffrance fœtale sévère ou du décèsnéonatal), après ajustement sur le poids de naissance et l’âge gesta-tionnel, est de 4,1 (IC 95 % ; 2,5-6,8) chez les RCIU non dépistés parrapport aux RCIU dépistés [2]. Du point de vue de la prise en charge,on ne dispose pas de traitement curatif permettant de corriger undéfaut de croissance fœtale. Seules des mesures de surveillance peuventêtre mises en œuvre pour décider d’une éventuelle extraction fœtalequi, justifiée, permettrait d’éviter une aggravation de l’état fœtal in uteropouvant aller jusqu’au décès. La combinaison biométrie fœtale etDoppler comparée à la biométrie seule améliore l’identification desfœtus à risque [3, 4]. Cependant, prédiction n’est pas synonyme deprévention, et une valeur diagnostique élevée n’entraîne pas forcémentune amélioration de la santé pour ces enfants. Plusieurs essaisrandomisés et méta-analyses ont permis de montrer que l’utilisation duDoppler ombilical dans une population à risque de RCIU diminuait lamortalité périnatale. Cependant, sa réalisation systématique en popu-lation générale n’est pas démontrée et donc non recommandée [5, 6].De la même manière, les essais randomisés sur l’utilisation de l’écho-graphie systématique en deuxième partie de grossesse n’ont pas mis enévidence de bénéfice sur l’état de santé des enfants [7]. Ainsi, l’écho-graphie systématique à 7 mois de grossesse recommandée en Francen’est pas une pratique démontrée et même ne fait pas partie desrecommandations dans certains pays. Un travail récent a montré qu’àl’aide d’un modèle prenant en compte anomalies Doppler et caracté-ristiques maternelles chez des femmes à bas risque, la valeur prédictivede survenue d’une prééclampsie était améliorée [8]. Mais il n’est pascertain que l’utilisation de ces facteurs maternels dans l’évaluation durisque entraîne un bénéfice.

Dans les essais ayant démontré l’utilité du Doppler ombilical, il estdifficile de savoir quelle prise en charge a entraîné un bénéfice. Il peuts’agir d’une meilleure appréciation du moment de l’extraction fœtale,mais on ne connaît pas dans ces études les motifs exacts ayant conduità prendre les décisions. C’était l’objectif de l’essai randomisé GRIT detester l’expectative (extraction différée) ou l’extraction fœtale immé-diate en cas d’anomalies sévères du Doppler ombilical, avec commehypothèse qu’une extraction plus précoce en cas de Doppler patho-logique entraînait un bénéfice pour les enfants. Les résultats ont montréqu’il n’existait pas de différence entre les deux groupes sur la mortalitéet morbidité à court terme ainsi que le neurodéveloppement à 2 ans

67


d’enfants prématurés présentant une souffrance fœtale chronique [9,10]. Il est intéressant de noter que si la mortalité périnatale étaitcomparable, la mortinatalité était plus élevée dans le groupe extractiondifférée mais compensée par une mortalité néonatale plus élevée dansle groupe extraction immédiate.

Ainsi, les données scientifiques de bonne qualité concernant letype de surveillance et les décisions en cas d’anomalies sont rares. Ilexiste des données démontrant l’intérêt d’une surveillance avecDoppler ombilical dans une population à risque élevé. Mais il n’existepas de données démontrant qu’un dépistage du RCIU dans lapopulation générale entraîne un bénéfice pour les enfants. Les recom-mandations sont ainsi de faible niveau de preuve, avec des modalitésde surveillance et de prise en charge variables. Ce contexte explique lenombre important de mises au point récentes dans la littérature sur leRCIU, son dépistage et sa prise en charge [11-16].

I.1.c. Les courbes de référence classiques remises en questionL’hétérogénéité des résultats mesurant l’association entre RCIU et

morbimortalité périnatale est bien connue. Citons pour exemple le rôledu RCIU sur la morbidité respiratoire ou neurologique. Les résultatsrécents sont désormais plus concordants mais un impact variable duRCIU a été décrit dans la littérature [17, 18]. Une partie de cettehétérogénéité résulte des seuils de poids de naissance par courbe quipeuvent être très variables selon les caractéristiques de la population,de la période ou de la méthodologie utilisée [19, 20]. L’origineethnique, les caractéristiques anthropométriques d’une population, laparité des femmes, les comportements alimentaires, les caractéristiquesgéographiques du lieu de résidence (l’altitude plus particulièrement)peuvent faire varier le poids moyen des nouveau-nés à terme dequelques centaines de grammes [21, 22]. La difficulté est que cesfacteurs peuvent avoir une influence sur le poids de naissance par desmécanismes physiologiques et/ou pathologiques [23-27]. L’étude duregistre des naissances en Norvège de 1967 à 1998 a montré un gainde poids moyen à 40 semaines de 3,68 ± 0,05 g par an, soit un gaind’environ 100 g en 30 ans [28]. Parmi les aspects méthodologiques, ladatation de la grossesse [29], la distinction des poids par sexe [30], lacorrection des aberrations entre âge gestationnel et poids et le lissagedes courbes [31] sont aussi sources de disparité.

L’utilisation des courbes de poids de naissance est par ailleursremise en question aux petits âges gestationnels : les seuils observéschez les prématurés à l’aide de ces courbes de poids de naissance sontsous-estimés par rapport au poids des enfants in utero en raison de

68

GOFFINET & COLL.

l’association entre la naissance prématurée, qu’elle soit spontanée ouinduite, et le défaut de croissance [32]. L’observation de cet échantillonbiaisé explique l’infléchissement des courbes de poids à la naissanceentre 22 et 32 semaines. La proportion de RCIU identifiée au 10e per-centile par une courbe de poids de naissance est nettement inférieureà celle identifiée par une courbe in utero [30, 33].

Les courbes in utero sont apparues dans les années 80 accompa-gnant le développement de l’échographie fœtale, mais elles sont aussinées d’une remise en question de l’utilisation des courbes de poids denaissance dans le dépistage du RCIU chez les prématurés [34-36]. Ellesse caractérisent par une allure plus linéaire de la croissance que celleobservée à partir du poids des nouveau-nés et une distribution d’allurenormale du poids fœtal quel que soit l’âge gestationnel [37, 38]. Quiplus est, le coefficient de variation (rapport écart-type sur moyenne)semble constant quel que soit l’âge gestationnel et varie de 11 à 13 %selon les auteurs [33, 37]. La critique à leur égard est liée àl’imprécision des mesures permettant l’estimation du poids fœtal, lafaiblesse des échantillons et l’enregistrement variable (unique, multiple,longitudinal) des poids [38, 39].

I.2. Principes et construction des courbes individualisées

Compte tenu des travaux précédemment publiés, Jason Gardosi aproposé au Royaume-Uni au début des années 1990 une définition dela croissance fœtale, ajustée sur des paramètres individuels constitu-tionnels et respectant l’allure de la croissance observée in utero [40].

I.2.a. Principes du modèleQuatre étapes, chacune s’appuyant sur une hypothèse (en

italiques), peuvent être schématiquement résumées dans la constructiondes courbes ajustées individuelles de poids fœtal dans le modèle deGardosi [41].

— Étape 1 : chaque individu dispose d’un potentiel de croissance dépendantde paramètres constitutionnels. Cette étape est réalisée à partir d’unéchantillon représentatif de naissances vivantes à terme et permetle calcul du poids optimal à terme (40 semaines) après ajustement.

— Étape 2 : la croissance fœtale est d’allure linéaire, comme le suggèrent lescourbes in utero. Pour définir la croissance, Gardosi a repris untravail réalisé par Hadlock en 1991, décrivant l’évolution du poidsfœtal en fonction de l’âge gestationnel (Log poids fœtal estimé =0,578 + 0,332 AG - 0,00354 AG2) [37]. Cette formule permet de

69


calculer le poids fœtal par jour de gestation de 168 à 294 jours(soit de 24 à 42 semaines) et de l’exprimer en proportion parrapport au poids à 40 semaines (soit 19 % à 24 semaines, 54 % à32 semaines et 100 % à 40 semaines). Ce pourcentage est lui-même exprimé en fonction de l’âge gestationnel :• % poids = 299,1 - 31,85*AG + 1,094*AG2 - 0,01055*AG3

Il permet de faire abstraction des poids observés par Hadlock etreprésente l’évolution du poids au 50e percentile par rapport au poidsà terme. Il peut être appliqué au poids optimal à terme calculé aprèsajustement (étape 1) pour obtenir les valeurs de poids optimal par jourde 24 à 41 semaines.

— Étape 3 : le poids se distribue de façon normale et la déviation standard(ds), en proportion par rapport à la moyenne (my), est constante. Ladéviation standard retenue est celle observée chez la primipareeuropéenne non fumeuse à 40 semaines de l’échantillon, soit389 g dans l’échantillon anglais. Ce choix est guidé par le faitque le modèle est centré sur ces patientes. Le coefficient devariation (ds/my) correspondant est donc de 11 %. Les 10e et 90e

percentiles correspondant à ± 1,28*ds, les valeurs seuils de poidscorrespondent à ± 1,28*11 %, soit ± 14 % du 50e percentile, quelque soit l’âge gestationnel. Ces valeurs peuvent être expriméesen proportion par rapport au poids optimal à terme calculéaprès ajustement. Ces pourcentages, eux-mêmes exprimés enfonction de l’âge gestationnel donnent les équations suivantes :• % poids 10e percentile = 257,2 - 27,39*AG + 0,94084*AG2 -

0,009073*AG3

• % poids 90e percentile = 340,97 - 36,31*AG + 1,247*AG2 -0,01203*AG3

— Étape 4 : d’une part le rôle des paramètres constitutionnels est identiquequel que soit l’âge gestationnel, ce qui signifie que la contribution dela taille maternelle observée chez l’enfant à terme est semblableà 28 ou 32 semaines ; d’autre part la croissance est identique quellesque soient les caractéristiques individuelles, autrement dit l’allure de lacourbe est la même chez les filles et les garçons, chez laprimipare et la multipare…

I.2.b. Ajustement sur les facteurs individuelsLes facteurs associés au poids ainsi que les coefficients qui leur

sont affectés sont recherchés dans un échantillon représentatif denaissances vivantes, singletons et à terme, par une régression linéairemultiple pas à pas descendante. Ne sont retenus que les facteursassociés au poids et dont on peut penser que leur mécanisme est

70

GOFFINET & COLL.

physiologique, c’est-à-dire la taille et le poids de la mère en début degrossesse, sa parité, son ethnie, ainsi que le sexe et l’âge gestationneldu fœtus. La variable tabac nécessite des commentaires spécifiques : lesfemmes fumeuses sont incluses dans l’échantillon malgré le rôle néfastedu tabac, ceci pour conserver le caractère représentatif de l’échantillon.Le rôle des différents facteurs est donc estimé en présence du tabac,mais le calcul du poids optimal à terme ne prend pas en comptel’impact de ce facteur, c’est-à-dire qu’il est réalisé comme si la mèreétait non fumeuse. Cette solution permet de mettre en évidence ledéfaut de poids lié au tabac chez les femmes fumeuses.

En France, la population de l’enquête nationale périnatale de 1998a été utilisée pour construire des courbes individualisées adaptées à notrepopulation [42, 43]. Pour faciliter la lecture des résultats, les paramètressont centrés sur le poids de naissance à 40 semaines (280 jours) d’uneprimipare « standard », de taille et poids moyens (162,3 cm et 64,3 kg).Le poids optimal attendu en grammes du nouveau-né à 40 semainess’exprime de la façon suivante :

= 3343,9 + 5,7 * taille maternelle + 8,6 * poids maternel – 0,13 *(poids maternel)2 + 0,0007 * (poids maternel)3 + 110,3 (si parité 2) ou+ 124,0 * (si parité 3) ou + 149,2 (si parité 4) ou + 160,6 (si parité 5+)± 77,8 * sexe (+ 1 garçon, - 1 fille).

Par exemple, par cm de taille de la mère au-delà de 162,3 cm, ilfaut ajouter 5,7 g au poids de naissance à 40 semaines. Les coefficientsassociés au poids de la mère et à l’âge gestationnel sont de degré 3 enraison d’un effet non linéaire de ces paramètres sur le poids à terme. Ilfaut ajouter pour un garçon 77,8 g à la constante obtenue de 3 343,9 get pour une fille, enlever 77,8 g, ce qui correspond à une différencemoyenne entre fille et garçon de 155,5 g.

I.3. Diffusion actuelle

Malgré les nombreuses données publiées sur ces modèles decroissance ajustée individuelle, l’utilisation en pratique reste rare. Siplusieurs modèles adaptés à différents pays ainsi que des outils sontdisponibles sur internet, il n’existe pas de recommandations sur leuremploi, excepté au Royaume-Uni.

I.3.a. Modèles publiésActuellement, sept modèles appliquant cette méthode ont été

publiés dans différents pays dont l’Espagne [44], la Nouvelle-Zélande[45], l’Australie [46], la France [43], l’Europe [30] et les États-Unis [47,

71


48]. Les caractéristiques de ces différents modèles sont présentées dansle tableau 1. Il existe quelques différences concernant les variablesutilisées dans ces modèles. Les modèles français et européen ne tiennentpas compte de l’origine ethnique, faute de disponibilité de cetteinformation. Tous les modèles incluent le facteur tabac à l’exception du

72

GOFFINET & COLL.

Pays (année de publication) France (2006) [43]* Royaume-Uni (1995) [41] Europe (2000)* & [30]

Paramètres Enquête nationale Échantillon de la maternité Échantillon EUROPOP 1994-97périnatale 1998 (n = 11 671) de Nottingham 1987-91 (n = 6 460)

(n = 38 114)Coefficients et IC 95 % Coefficients et IC 95 % Coefficients et IC 95 %

Âge gestationnel (centrésur 280 jours, soit 40 SA)

AG 16,1 [14,7-17,5] 20,7 [20,2 ; 21,2]AG 2 - 0,24 [- 0,41 ; - 0,07] - 0,21 [- 0,25 ; - 0,17]AG 3 0,0023 [- 0,0068 ; 0,0114] - 0,0002 [- 0,0031 ; 0,0028]

Taille de la mère (centrée sur 163,7 cm) (centrée sur 162,3 cm)taille 5,7 [4,5 ; 7,0] 7,8 [7,4 ; 8,2] 8,8 [7,1 ; 10,4]taille 2

taille 3

Poids début de grossesse (centré sur 60,1 kg) (centré sur 64,3 kg)poids 8,6 [7,8 ; 9,4] 8,7 [8,5 ; 8,9] 7,2 [6,0 ; 8,4]poids 2 - 0,13 [- 0,18 ; - 0,08] -0,12 [- 0,13 ; - 0,10] - 0,14 [- 0,22 ; - 0,05]poids 3 0,0007 [- 0,0002 ; 0,0016] 0,0007 [0,0005 ; 0,0010] 0,0014 [0,0003 ; 0,0032]

Parité (centrée sur parité 0)parité 1 110,3 [94,2 ; 126,4] 108,0 [91,7 ; 124,3] 87 [66 ; 108]parité 2 124,0 [103,1 ; 144,9] 148,6 [135,1 ; 162,1] 148 [117 ; 179]parité 3 149,2 [115,6 ; 182,8] 149,9 [134,0 ; 165,8] 128 [80 ; 176]parité 4 + 160,6 [117,7 ; 203,5] 149,8 [131,2 ; 168,4] 140 [88 ; 191]

Sexe (+ garçon, - fille) - 77,8 [- 84,7 ; - 70,8] - 58,4 [- 62,6 ; - 54,2] - 66 [- 74 ; - 56]

Tabac (nb de cigarettes/jour)1-9 - 143,9 [- 163,7 ; - 124,2] - 152,5 [- 166,1 ; - 138,9] - 157 [- 188 ; - 125]10-19 - 201,3 [- 227,8 ; - 174,9] - 214,5 [- 229,3 ; - 199,7] - 128 [- 167 ; - 89]20 + - 286,5 [- 334,1 ; - 238,9] - 246,0 [- 260,7 ; - 231,3] - 182 [- 252 ; - 113]

Origine ethnique(centré sur une européenne)

Inde - Pakistan - 186,0 [- 202,3 ; - 169,7]Afrique - Caraïbes - 127,5 [- 145,8 ; - 109,2]Autres - 65,2 [- 90,8 ; - 39,6]

Constante 3 343,9 3 478,4 3 401,6

* modèle non ajusté sur le facteur ethnie ; ** modèle non ajusté sur le tabac ;*** modèle ajusté sur tabac oui/non & coefficients liés à l’âge gestationnel non rapportés dans l’article

Tableau 1 - Résultats des analyses par une régression linéaire multiple desfacteurs associés au poids de naissance à terme (de 37 à 42 semaines) dans7 échantillonsTableau 1a - Échantillons français, anglais, et européen (constantes et coeffi-cients sont exprimés en grammes)

modèle néo-zélandais. Les différences des constantes de poids sontimportantes, allant de 3 269,7 g dans le modèle espagnol à 3 530 g dansle modèle néo-zélandais, et reflètent les caractéristiques moyennes de

73


Pays (année de publication) Nouvelle-Zélande Australie (2007) [46]*** Espagne (2008) [44] États-Unis (2011)(2004) [45]** [48]***

Paramètres Échantillon du registre de Échantillon de la maternité Échantillon de la maternité Échantillon de la materniténaissances 1993-2000 de Sydney 1999-2003 de Barcelone 2001-05 de Washington 1990-2009

(n = 4 964) (n = 12 420) (n = 11 197) (n = 42 277)Coefficients et IC 95 % Coefficients et IC 95 % Coefficients et IC 95 % Coefficients et IC 95 %

Âge gestationnel (centrésur 280 jours, soit 40 SA)

AG 19,5 [17,0 ; 22,0] 19,1 [18,1 ; 20,1] 16,7 [15,37 ; 18,0] 18,4 [17,5 ; 19,2]AG 2 - 0,28 [- 0,46 ; - 0,10] - 0,34 [- 0,44 ; - 0,24] - 0,39 [- 0,31 ; - 0,46]AG 3 0,0006 [- 0,0092 ; 0,0104] - 0,005 [- 0,001 ; - 0,008]

Taille de la mère (centrée sur 165 cm) (centrée sur 163 cm) (centrée sur 161 cm) (centrée sur 163 cm)taille 9,6 [6,7 ; 12,5] 7,8 [6,6 ; 9,0] 8,8 [7,1 ; 10,5] 7,4 [6,5 ; 8,2]taille 2 - 0,008 [- 0,0158 ; - 0,0002] 0,07 [0,02 ; 0,11]taille 3 - 0,004 [- 0,002 ; - 0,005]

Poids début de grossesse (centré sur 70 kg) (centré sur 64 kg) (centré sur 59 kg) (centré sur 64 kg)poids 7,1 [5,9 ; 8,3] 9 [8,2 ; 9,8] 6,9 [5,9 ; 7,9] 8,1 [7,4 ; 8,7]poids 2 - 0,103 [- 0,15 ; - 0,06] - 0,15 [- 0,19 ; - 0,11] - 0,12 [- 0,18 ; - 0,06] - 0,12 [- 0,09 ; - 0,14]poids 3 0,0007 [0,0001 ; 0,0013] 0,001 [0,0004 ; 0,0012] 0,001 [- 0,0002 ; 0,0022] 0,001 [- 0,000 ; 0,002]

Parité (centrée sur parité 0)parité 1 102 [91,5 ; 112,5] 94,8 [77,6 ; 112,0] 97,9 [81,3 ; 114,6] 108,7 [99,4 ; 117,9]parité 2 102 [90,2 ; 113,8] 115,2 [93,8 ; 136,6] 127 [97,4 ; 156,7] 133,5 [122,0 ; 144,9]parité 3 123 [110,0 ; 136,0] 116 [85,8 ; 146,2] 152,3 [103,0 ; 201,6] 149,6 [132,5 ; 166,6]parité 4 + 175 [160,7 ; 189,3] 99,2 [63,9 ; 134,4] 152,0 [129,0 ; 174,9]

Sexe (+ garçon, - fille) - 57,7 [- 69,7 ; - 45,7] - 66,9 [- 81,4 ; - 52,4] - 51,8 [- 66,8 ; - 36,7] - 69,1 [- 76,9 ; - 61,2]

Tabac (nb de cigarettes/jour)1-9 - 206,3 [- 222,6 ; - 190,0] - 124,2 [- 147,1 ; - 101,3] - 214,2 [- 227,0 ; - 201,3]10-19 - 211,3 [- 242,4 ; - 180,3]20 + - 256,0 [- 305,7 ; - 206,2]

Origine ethnique(centré sur une européenne)

Inde - Pakistan - 150 [- 210,8 ; - 89,2] - 162 [- 208,4 ; - 115,5] - 158,0 [- 202,7 ; - 113,2]Afrique - Caraïbes - 297,4 [- 428,3 ; - 166,5] - 221,0 [- 231,3 ; - 210,6]Est-Asie 83,3 [47,1 ; 119,5] - 87,6 [- 109,5 ; - 65,7]Amérique du Sud 95,1 [74,8 ; 115,4]Maroc 73,8 [22,3 ; 125,4]Iles Samoa (Polynésie) 84 [38,9 ; 129,1]Iles Tonga (Polynésie) 124 [71,1 ; 176,9]Chine 101 [61,8 ; 140,2]Maori - 67 [- 112,1 ; - 21,9]Moyen Orient -110 [- 161,7 ; - 58,3] - 113,9 [- 164,2 ; - 63,5]Autres 13 [- 24,2 ; 50,2]

Constante 3 530 3 463,6 3 269,7 3 523,9

* modèle non ajusté sur le facteur ethnie ; ** modèle non ajusté sur le tabac ;*** modèle ajusté sur tabac oui/non & coefficients liés à l’âge gestationnel non rapportés dans l’article

Tableau 1b - Échantillons néo-zélandais, australien, espagnol et américain(constantes et coefficients sont exprimés en grammes)

taille et poids maternels observées dans ces échantillons respectifs (161 versus165 cm et 59 versus 70 kg). Les différences d’influence des paramètresmaternels sont par contre modérées entre les 6 modèles, la plupart desintervalles de confiance des coefficients se recoupant. L’influence de lataille maternelle varie entre 5,7 [4,5-7,0] et 9,6 [6,7-12,5] g par cm, lecoefficient français est significativement plus faible que celui duRoyaume-Uni, de l’Espagne et de l’échantillon européen. Le gain depoids fœtal avec le poids maternel varie significativement entre lesmodèles australien et espagnol de 6,9 [5,9-7,9] à 9,0 [8,2-9,8] g par kg.L’augmentation du poids entre le 1er et le 2e enfant varie de 87 [66-108]à 110,3 [94,2-126,4] g. À partir du 2e enfant, l’augmentation du poidsde naissance est inconstante selon les modèles. Le facteur sexe montreun gain de poids de 77,8 [70,8-84,7] g dans le modèle français chez legarçon, valeur significativement supérieure à celle des modèles anglais,néo-zélandais, espagnol et américain. Ces différents modèlesexpliquent environ 20 à 30 % de la variabilité du poids de naissance àterme (R2 de 23,7 %, 27 % et 30 % dans les modèles espagnol, françaiset américain, et néo-zélandais).

L’utilisation de ces coefficients se fait de la manière suivante si onconsidère 3 exemples successifs en France :

— pour une femme mesurant 175 cm, pesant 70 kg, attendant son3e enfant de sexe masculin, le poids attendu à 38 semaines decet enfant compte tenu des différents facteurs pris en comptesera de : âge gestationnel : 16,1 * (280 - 14) - 0,24 * (280 - 14)2+ 0,0023 * (280 - 14)3 ; taille : + 5,7 (170 - 163,7) ; poids : + 8,6* (70 - 60,1) - 0,13 * (70 - 60,1)2 + 0,0007 * (70 - 60,1)3 ; parité :+ 124,0 ; sexe : + 77,8 ; constante : + 3 343,9 ; soit un total de3 356 g ;

— si cette même patiente, attendait un 1er enfant de sexe féminin,le poids attendu au même terme serait de 3 106 g ;

— si cette fois, il s’agissait de nouveau d’un 3e enfant de sexemasculin mais chez une femme mesurant 1,58 et pesant 51 kg,le poids attendu au même terme serait de 3 146 g.

I.3.b. Place dans les recommandations de pratique clinique actuellepour le dépistage et le diagnostic de RCIU

En France, des recommandations sur les modalités d’accouche-ment des enfants de faible poids ont été publiées en 1998 par leCNGOF (Collège national des gynécologues et obstétriciens français)(http://www.cngof.asso.fr/D_PAGES/PURPC_04.HTM), mais il n’existaitpas de conclusion sur le choix d’une méthode ou d’une courbe deréférence pour diagnostiquer le RCIU. Les recommandations profes-

74

GOFFINET & COLL.

sionnelles de la HAS de 2007 sur le suivi et l’orientation des femmesenceintes en fonction des situations à risque identifiées ne détaillent pasla prise en charge spécifiquement recommandée en cas de RCIU [49].

Il existe par contre des recommandations aux États-Unis [50] et auRoyaume-Uni [51], publiées respectivement en 2000 et 2002, sur laprise en charge du RCIU produites par les Collèges des gynécologuesobstétriciens (www.rcog.org.uk et www.acog.org). Les recommandationsaméricaines sont focalisées sur l’étiologie, le diagnostic et la prise encharge du RCIU, définis comme une estimation de poids fœtal infé-rieur au 10e percentile d’une courbe de poids. Les auteurs constatentque cette définition réunit des enfants de faible poids « bien portants »comme des enfants n’atteignant pas leur potentiel de croissance enraison d’une pathologie. Aucune recommandation sur le choix de lacourbe de référence n’est donnée. Selon ce texte, l’intérêt de l’utili-sation de courbes tenant compte de l’ethnie et des caractéristiquesgéographiques de la population dans un pays est insuffisammentdémontré, et la distinction des situations individuelles est difficile àmettre en œuvre dans un pays dont la population est hétérogène etmigre fréquemment.

Les recommandations anglaises abordent par contre la question duchoix de la courbe de référence. Leurs préconisations sont la prise encompte des facteurs physiologiques influençant le poids fœtal.L’utilisation de courbes ajustées individuelles de référence de hauteurutérine et de poids fœtal au cours du dépistage est donc privilégiée[52]. Les niveaux de preuves associés à ces recommandations sont deniveau II (études contrôlées sans randomisation ou enquêtes quasiexpérimentales) et III (enquêtes non expérimentales) sur une échelleallant de I à IV.

I.3.c. Comment utiliser en pratique les courbes ajustéesindividuelles ?

L’institut périnatal de Birmingham, dirigé par Jason Gardosi, adéveloppé un site internet très documenté sur lequel 5 modèles adaptésrespectivement à 5 pays différents sont accessibles et les outils deconstruction des courbes téléchargeables (www.gestation.net). Ledéveloppement informatique d’applications locales ou accessibles surinternet ne pose pas de problème technique particulier. L’ajout deréférences ajustées individuelles de poids peut aussi s’envisager dans lesdossiers périnatals informatisés ou dans les logiciels installés sur lesappareils d’échographie.

En pratique, la saisie de 4 informations supplémentaires par enfantest nécessaire : taille, poids en début de grossesse et parité de la mère,

75


sexe chez l’enfant. Le respect du choix des parents vis-à-vis de laconnaissance du sexe de leur enfant doit être pris en compte dansl’édition de compte rendu ou l’impression de courbes. L’accès auxcourbes ajustées individuelles doit probablement être double, parutilisation d’un logiciel installé sur l’appareil d’échographie de manièreà obtenir un percentile ajusté individuel après avoir procédé demanière habituelle à l’estimation de poids fœtal. Mais aussi par uneapplication locale isolée, un site internet ou un module de dossiermédical informatisé de manière à être utilisable en consultation parexemple. Le recours aux courbes de référence peut avoir lieu enanténatal comme en postnatal. En échographie, consultation ouhospitalisation anténatale, le poids fœtal estimé peut être reporté sur lacourbe de croissance attendue pour chaque enfant. En postnatal, lesnéonatologistes utilisent habituellement des courbes de poids denaissance pour prescrire l’alimentation du prématuré, mais rien nes’oppose à ce que l’évaluation de la croissance postnatale se fasse aumoyen des courbes ajustées individuelles. Cette évolution serait aussil’occasion d’une harmonisation des pratiques souvent hétérogènes,même au sein d’une même maternité.

II. INTÉRÊT DE L’UTILISATION DES COURBES AJUSTÉESINDIVIDUELLEMENT : DONNÉES SCIENTIFIQUES

II.1. Principaux travaux publiés

Jusqu’à présent, la majorité des travaux utilisant les courbesajustées individuelles sont des études rétrospectives visant à démontrerque cette définition améliore l’identification d’enfants à risque parrapport à une définition en population. Ainsi, 9 études analysent spéci-fiquement l’état de santé des enfants reclassés RCIU ou au contrairenon RCIU, lorsqu’on applique les courbes ajustées individuelles au lieud’une courbe en population, que ce soit des courbes de poids denaissance ou des courbes de poids fœtal in utero [43, 48, 53-59]. Letableau 2 synthétise les caractéristiques de ces différentes études.

En dehors de ces principaux articles, d’autres méthodes sontutilisées pour étudier la pertinence de la définition ajustée individuelledu faible poids par rapport aux courbes en population, en particulierdes études de qualités diagnostiques des courbes pour prédire desévènements morbides associés au RCIU [60, 61]. Ces travaux ne se

76

GOFFINET & COLL.

sont pas spécifiquement intéressés aux enfants reclassés, mais évaluentla valeur prédictive du RCIU en fonction de sa définition pouridentifier la mort fœtale in utero ou le décès néonatal.

77


Auteur Pays Échantillon Courbe de Fréquence Fréquence des(par ordre référence en du RCIU reclassementsalphabétique) population Courbe en (1) RCIUpop–

population nonRCIUajCourbes ajustées (2) nonRCIU

individuelles pop–RCIUaj

Indicateur 1 Indicateur 2OR [IC 95 %] OR [IC 95 %]

Claussonet coll., 2001[53]

De Jonget coll., 1997[54]

Ego et coll.,2006 [43]

Figueraset coll., 2007[55]

Gardosi et coll.,2009 [56]

McCowanet coll., 2005[57]

Mongelliet coll., 1996[58]

Odibo et coll.,2011 [48]

Zhang et coll.,2008 [59]

MFIU : mort fœtale in utero ; AG : âge gestationnel(1) RCIUpop-nonRCIUaj : enfants identifiés comme RCIU à l’aide des courbes classiques et reclassés non RCIU avec les courbes individualisées(2) nonRCIUpop-RCIUaj : enfants reclassés comme RCIU à l’aide des courbes individualisées alors qu’ils étaient classés non RCIU avec les courbesclassiques

Tableau 2 - Synthèse des travaux publiés sur la comparaison entre courbesajustées individuelles selon le modèle de Gardosi et courbe de référence enpopulation dans l’identification d’enfants à risque

Association des groupes (1)et (2) avec la morbidité et

mortalité néonatale(référence = nonRCIUpop-

nonRCIUaj)

Suède

Pays-Bas

France

Espagne

États-Unis

NouvelleZélande

Royaume-Uni

États-Unis

Suède

9,4 %9,4 %

14 %31 %

13,9 %14,7 %

11,1 %13,7 %

9,4 %11,7 %

81 %80 %

34,3 %26,4 %

27,2 %30,6 %

9,8 %10,0 %

(1) 2,7 %(2) 2,7 %

(1) 0 %(2) 17 %

(1) 2,7 %(2) 1,8 %

(1) 1,5 %(2) 4,1 %

(1) 1,6 %(2) 3,8 %

(1) 8 %(2) 7 %

(1) 9 %(2) 2 %

(1) 1,9 %(2) 5,5 %

(1) 2,4 %(2) 2,6 %

Courbe depoids de nais-sance (ajustée

sur le sexe)

Courbe depoids de

naissance enpopulation

(ajustée sur lesexe)

Courbe depoids in utero(ajustée sur le

sexe)

Courbe depoids de

naissance (sansprécision)

Courbe de poidsde naissance (nonajustée sur le sexe)

Courbe de poidsde naissance en

population(ajustée sur le

sexe)

Courbe depoids in utero(ajustée sur le

sexe)

Courbe de poidsde naissance

(non ajustée surle sexe)

Courbe de poidsde naissance enpopulation (ajus-tée sur le sexe)

MFIU(1) 1,2 [0,8-1,9](2) 6,1 [5,0-7,5]

MFIU(1) 1,4 [0,4-4,6](2) 4,5 [2,5-8,1]

Décèspérinatal

(1) 1,8 [0,4-7,2](2) 3,2 [1,6-6,2]

MFIU(1) 1,9 [0,3-13,9](2) 10,8 [5,6-0,8]

Dopplerombilical

pathologique(1) 0,5 [0,2-1,8](2) 2,6 [1,3-5,6]

MFIU(1)

(2) 0,4 [0,1-1,5](3) 9,5 [7,2-12,4]

MFIU (ajustésur AG)

(1) 1,6 [1,2-2,1](2) 2,4 [2,1-2,8]

Apgar 5 min < 4 :(1) 1,2 [0,9-1,5](2) 2,2 [1,9-2,7]

Décès périnatal(1) 1,1 [0,4-2,5](2) 2,6 [1,6-4,2]

Morbiditéneurologique

(1) 1,6 [0,4-6,5](2) 3,2 [1,7-6,1]

Décès néonatal(1) 1,9 [0,3-13,9](2) 10,8 [5,6-20,8]

Césarienne poursouffrance

fœtale :(1) 2,8 [0,3-29](2) 9,8 [1,2-77]

Séjour en réanimationnéonatale > 7 jours(1) 0,8 [0,4-1,6](2) 2,1 [1,6-2,8]

Décès néonatal(ajusté sur AG)(1) 1,5 [1,0-2,3](2) 2,1 [1,7-2,6]

Registre national, 326 377naissances, singletons sans

malformations congénitales

Maternité universitaired’Amsterdam : 217 naissances demères primipares, hypertendues,fumeuses et/ou ≥ 35 ans, et demères multipares avec ATCD de

RCIU ou prééclampsie

5 maternités de niveaux III et IIB,56 606 naissances, singletons,hors IMG, sans malformationscongénitales, ≥ 22 semaines

Maternité universitaire deBarcelone, 13 661 naissances,singletons sans malformationscongénitales, ≥ 24 semaines

15 maternités, 34 712naissances singletons

Maternité universitaired’Auckland, 374 naissances avecsuspicion anténatale de RCIU au

10e percentile (circonférenceabdominale < 10e percentile)

Birmingham, 267 naissances àterme, non transférées, sans

anomalies congénitales, scoresd’Apgar et pH normaux à la

naissance

Maternité universitaire deWashington, 12 456

naissances singletons sansmalformations congénitales

782 303 naissances duregistre : singletons sans

malformations congénitales

En revanche, il n’existe aucune étude comparative, randomisée ounon, ayant testé l’impact de l’utilisation de ces courbes individualiséesdans la prise en charge des grossesses à risque ou en populationgénérale. Ainsi, les niveaux de preuve de la pertinence de l’utilisationde ces courbes ne pourront pas être élevés.

Les 9 études sélectionnées viennent de différents pays : 2 sont desenquêtes en population en Suède [53, 59] ; 6 autres sont des enquêtesréalisées à partir de séries hospitalières de grossesses à bas risque auRoyaume-Uni [58], à haut risque aux Pays-Bas [54], dans un contextede suspicion anténatale de RCIU en Nouvelle-Zélande [57], à partir dematernités universitaires, de niveau III ou dites « de référence » enEspagne [55], en France [43] et aux États-Unis [48], ou à partir d’unéchantillon multicentrique aux États-Unis [56]. La courbe de référenceen population est variable selon ces études : il s’agit de courbes depoids de naissance adaptées au pays ou à l’échantillon dans 7 cas [48,53-57, 59], de courbes de poids in utero dans les 2 autres [43, 58]. Seules4 d’entre elles ne sont pas ajustées sur le sexe [48, 55-57].

II.2. Conséquences sur la fréquence globale du RCIU et desreclassements des fœtus

Parmi les 6 publications sur de larges échantillons ou en popu-lation, deux retrouvent des proportions comparables de RCIU d’unecourbe de poids de naissance aux courbes ajustées individuelles [53,59], alors que les autres montrent une augmentation de la proportionde RCIU de + 0,8 % à + 3,4 % par les courbes ajustées individuelles[43, 48, 55, 56]. Ce changement de taux s’explique par la fréquence desenfants nés de mères de caractéristiques anthropométriques éloignéesde la moyenne, ainsi que par le niveau de risque de la population. Cesvariations de taux peuvent être majeures dans les séries hospitalières[54, 58]. Lorsqu’une courbe de poids de naissance, d’allure sigmoïde,est utilisée, les reclassements touchent préférentiellement les naissancesprématurées et post-terme [59]. À l’opposé, lorsque la courbe en popu-lation est une courbe in utero, les deux références sont « parallèles » etla répartition des reclassements est indépendante de l’âge gestationnel[43]. Ces reclassements touchent les enfants de poids « limite », et dansl’étude française multicentrique, 90,3 % des enfants reclassés, quel quesoit le sens de ce reclassement, avaient un poids de naissance inférieurau 25e percentile de la courbe de référence en population retenue [43].

L’analyse des caractéristiques des patientes montre que les discor-dances de diagnostic concernent préférentiellement les enfants des

78

GOFFINET & COLL.

femmes dont les caractéristiques de taille et poids s’éloignent desvaleurs moyennes : les enfants de primipares minces et de petite taillesont fréquemment reclassés comme eutrophiques, alors que les enfantsde multipares fortes et grandes sont à l’inverse plus souvent considéréscomme des RCIU [43, 48, 56]. La proportion de ces cas est assezhomogène entre les 4 études multicentriques ou en population : le 1er

groupe représenterait 1,6 à 2,7 % des enfants et le 2e 1,8 à 3,8 % desenfants, soit au total 4,5 à 5,4 % des enfants [43, 53, 56, 59].

Le travail rétrospectif de Figueras et coll. sur 7 645 grossessessimples dans une maternité universitaire de Barcelone est le seul danslequel la suspicion anténatale de RCIU était une donnée disponible[62]. Cette suspicion s’appuyait sur une référence locale de poids denaissance et le Doppler ombilical. L’état de santé des enfants y a étéanalysé selon la présence d’un RCIU défini rétrospectivement par lescourbes ajustées individuelles. Cette étude apporte deux élémentsintéressants. Le 1er est de montrer que parmi l’ensemble des RCIUdéfinis par le modèle ajusté individuel (12,6 %), 62 % étaient méconnuset n’avaient pas bénéficié de surveillance particulière (échographie tousles 15 jours et Doppler ombilical). Ces enfants ne présentaient pasd’excès de risque de décès périnatal, mais on constatait chez leursmères deux fois plus de prééclampsie, et des taux de césarienne poursouffrance fœtale et d’Apgar inférieur à 7 à la naissance trois fois plusfréquents comparés aux non RCIU. Le 2e résultat porte sur l’apport duDoppler ombilical. Parmi les 38 % restants correspondant à des cas« concordants », et donc identifiés en période anténatale, 19 % présen-taient un faible poids associé à des anomalies du Doppler ombilical et81 % un faible poids isolé. L’excès de morbidité (Apgar ou pH bas,césarienne avant travail ou transfert en néonatologie) constaté parmices 2 sous-groupes d’enfants était de l’ordre de 2 et 4. Certains auteursont fait l’hypothèse que la présence d’un Doppler ombilical patho-logique permettait de distinguer le faible poids constitutionnel du faiblepoids pathologique [63, 64]. Ce dernier résultat semble montrer quel’absence d’anomalies du Doppler ombilical ne permet pas d’êtrerassuré sur le pronostic des enfants.

II.3. Limites méthodologiques des données disponibles

Malgré de nombreuses analyses sur l’amélioration potentielle del’état de santé périnatale, il est difficile de conclure pour plusieursraisons.

79


La nature rétrospective des travaux limite l’interprétation desrésultats. Des données plus détaillées sur le contenu de la surveillanceprénatale et des pratiques dont ont pu bénéficier les enfants seraientnécessaires pour mieux interpréter les résultats :

— si un excès de risque est constaté chez les « nouveaux cas » deRCIU, on ne peut pas affirmer que ces enfants correspondaientréellement à des RCIU non diagnostiqués, et que la morbi-mortalité constatée pourrait être évitée. Inversement, l’état desanté rassurant des enfants de faible poids constitutionnel estpeut-être le fait d’une surveillance accrue, et on ne peut pasaffirmer qu’il est légitime de réduire le suivi des mères concer-nées ;

— le classement des enfants à partir du poids de naissance nereflète pas forcément le classement qui pourrait être réalisé encours de grossesse sur l’estimation de poids fœtal ;

— l’apport de l’utilisation des courbes ajustées individuelles devraitêtre interprété en tenant compte des autres arguments utiliséspar le clinicien pour apprécier le bien-être fœtal (évolution de lacroissance, Doppler, rythme cardiaque fœtal) et porter uneconclusion clinique en faveur ou non d’une suspicion de RCIU.

Par ailleurs, l’extrapolation des résultats publiés est d’autant plusdifficile que les courbes de croissance utilisées en France sont hétéro-gènes, et que les pratiques actuelles de dépistage et de surveillance dela croissance fœtale sont mal connues.

Finalement, seule une étude comparative, au mieux randomisée,comparant l’utilisation des courbes individualisées à l’utilisation descourbes habituelles permettrait de conclure sur les bénéfices et inconvé-nients. Cette étude n’existe pas actuellement.

Au total, les données montrent que le groupe des RCIU reclassés(identifiés eutrophes avec les courbes habituelles) grâce à l’utilisationdes courbes individualisées est exposé à une augmentation importantedu risque de morbidité et mortalité périnatale. Même si le risqueassocié est probablement intermédiaire par rapport à celui observédans le groupe des RCIU communs aux deux définitions, la prise encompte de ce groupe de fœtus permettrait une meilleure estimation desrisques périnatals liés au RCIU en général. Par ailleurs, la surveillancede certains enfants de faible poids constitutionnel pourrait être allégéesans nuire à leur santé. Cependant, il n’existe pas de données compa-ratives pour conclure au bénéfice en termes de santé périnatale del’utilisation des courbes individualisées.

80

GOFFINET & COLL.

II.4. Un bénéfice potentiel discuté…

II.4.a. Remise en question de la pertinence du modèle ajustéindividuel

Récemment sont apparues dans la littérature des discussionsméthodologiques sur la conception du modèle, notamment sur lesparamètres d’ajustement dans l’ensemble de la population comme lataille ou la parité chez la mère [65-67]. En effet, le principe est de teniren compte des facteurs modifiant physiologiquement la croissance. Orla petite taille maternelle peut être liée à un contexte de malnutritionpar exemple, de même les primipares sont plus fréquemment exposéesaux pathologies vasculaires comme la prééclampsie. Dès lors, consi-dérer comme « normal » le faible poids des enfants de ces femmes peutconduire à méconnaître d’authentiques RCIU. L’étude multicentriquefrançaise n’a pas mis en évidence de bénéfice à exclure la parité dumodèle, bien que cette simplification permette effectivement d’iden-tifier de nouveaux cas chez des primipares présentant souvent unepathologie vasculaire [65]. La critique adressée au modèle parHutcheon et Platt est de dire que le rôle des caractéristiques mater-nelles (taille, poids, parité) est marginal par rapport au sexe et à l’âgegestationnel, et que l’ajustement sur ces facteurs améliore très faible-ment la prédiction de la morbimortalité associée au RCIU [67].

La même équipe a publié dans le Lancet en 2011 une large étudeinternationale montrant une morbimortalité comparable chez lesRCIU, qu’ils soient identifiés par une courbe avec ou sans ajustementindividuel [68]. Les auteurs concluent à l’inutilité d’ajuster indivi-duellement les références de poids, l’essentiel étant de disposer d’uneréférence adaptée à la population d’un pays. Cet article a suscitéplusieurs commentaires [69, 70]. Effectivement, dans cette étudecomme dans les précédentes, parmi l’ensemble des RCIU identifiés parle modèle ajusté ou une autre référence, environ les ¾ sont classésRCIU quelle que soit la référence, et le contraste lié aux RCIUdiscordants est difficile ou impossible à mettre en évidence si ons’intéresse globalement à l’ensemble des RCIU sans isoler les enfantsreclassés [71].

II.4.b. Une méthodologie d’évaluation du bénéfice de l’ajustementindividuel de la référence de poids parfois inadaptée

L’impact de l’ajustement individuel ne peut être apprécié correcte-ment que si les 2 modèles de croissance, autrement dit l’allure de lacourbe en population et celle des courbes ajustées individuelles, sontidentiques. Le modèle de Gardosi s’appuie sur la croissance in utero des

81


enfants décrite par Hadlock. Si le même modèle de croissance estretenu pour la courbe en population, la seule différence entre lesréférences de poids correspond bien aux effets de l’ajustement indivi-duel [43]. Lorsque la courbe de référence en population est une courbede poids de naissance, les seuils de poids varient du fait de l’alluresigmoïde de ces courbes par rapport à l’allure plus linéaire des courbesin utero [59].

Les reclassements concernent une faible proportion de nouveau-nés puisque ce taux est par exemple d’environ 5 % au 10e percentile,et ils touchent les enfants dont le poids est proche de ce seuil. On peutconsidérer qu’il s’agit d’un groupe intermédiaire en termes de morbi-mortalité, entre les eutrophes et les RCIU classés avec les deuxméthodes. Par conséquent, les RCIU identifiés par une courbe lambdaou par le modèle ajusté individuel sont en grande majorité les mêmesenfants, et leur morbidité est fréquemment non statistiquementdifférente. La proportion des reclassés malgré leur excès de morbiditéne permet pas de mettre en évidence une augmentation des risquesprésentés par les enfants RCIU en général.

Enfin, adopter la méthodologie des études diagnostiques enutilisant la définition du RCIU comme test de dépistage de morti-natalité ou de décès néonatal manque de pertinence. Il a été reprochéaux courbes ajustées individuelles, qui ont certes une meilleure sensi-bilité, d’avoir une moins bonne valeur prédictive de décès périnatalque les courbes de poids en population. Cet argument, bien que statis-tiquement correct, n’a qu’un faible intérêt en clinique. Le caractèreprédictif du RCIU sur le décès reste faible et présente peu d’intérêtquelle que soit la courbe utilisée.

Le débat en cours dans la littérature sur l’intérêt de l’utilisation descourbes ajustées individuelles de poids fœtal reste ouvert, comme entémoignent une controverse [72-74] ainsi que 2 revues de la littératureen 2010 et 2011 [71, 75]. Mais en l’état actuel des connaissances, cettediscussion ne progresse pas en l’absence d’études prospectives inter-ventionnelles.

82

GOFFINET & COLL.

III. IMPLICATIONS POUR LA PRATIQUE CLINIQUE ETDANS LE DOMAINE DE LA RECHERCHE

III.1. En pratique clinique

En gardant à l’esprit qu’il n’existe pas de preuves scientifiques à cejour, l’adoption des courbes ajustées individuelles devrait améliorerl’adéquation entre l’intensité de la surveillance de la croissance fœtaleet le niveau de risque présenté par l’enfant, par une meilleure distinc-tion entre faibles poids constitutionnels et pathologiques. On peutrapprocher l’apport de cette méthode avec l’apport en cas de suspicionde RCIU en anténatal, du Doppler ombilical ou de la vitesse decroissance fœtale lorsqu’elle est disponible. En cas de résultat normal,ces éléments permettent au clinicien de « classer » (jusqu’à la prochaineévaluation) comme non pathologique les mensurations de ce « petit »fœtus.

En conséquence, la pratique pourrait être moins interventionnelleet iatrogène pour les fœtus RCIU reclassés eutrophes (« faux positifs »),et diminuer chez ces couples mère enfant le nombre d’échographies,de consultations, d’hospitalisations, de situations de stress ou d’extrac-tions injustifiées. À l’opposé, les fœtus reclassés RCIU (faux négatifslorsqu’on utilise les méthodes habituelles) pourraient être mieuxsurveillés et cela pourrait conduire à améliorer leur santé par unemeilleure identification d’évènements potentiellement évitables.

Parallèlement, des données commencent à être publiées surl’utilisation de cette méthode dans le dépistage de la macrosomie,laissant penser que les courbes ajustées individuelles permettraientégalement de mieux distinguer la macrosomie de l’excès de poidsconstitutionnel [76, 77]. Cette 1re publication a comparé le seuil arbi-traire de 4 000 g au 90e percentile d’une courbe de poids de naissanceen population et du modèle ajusté individuel. Les auteurs constatenteffectivement que parmi les gros poids, il semble pertinent de retenirun seuil individuel de macrosomie puisqu’on constate une morbiditéobstétricale accrue (dystocie des épaules, déchirures grades 3 et 4,césarienne pour disproportion fœto-pelvienne) chez les faux négatifs,alors qu’il n’y a pas d’excès de risque chez les faux positifs.

Le bénéfice de l’utilisation des courbes ajustées individuelles sur ledevenir à moyen et long termes n’est pas documenté actuellement. Demême des travaux en néonatologie pourraient s’envisager. La définitionajustée individuelle du RCIU pourrait retentir sur la prise en charge

83


nutritionnelle des RCIU, et la surveillance de la croissance staturo-pondérale en particulier chez le prématuré.

III.2. Implications pour la recherche et perspectives

III.2.a. Étude interventionnelle : intérêt et faisabilitéIl est probable que même en l’absence d’évaluation correcte de

l’utilisation de ces courbes, elles diffuseront dans les pratiques dans lesmois et années à venir, compte tenu de leur caractère innovant etintellectuellement séduisant. En l’absence de maîtrise de cette diffusion,la mesure de leur impact sera alors impossible.

En cas d’étude interventionnelle, le critère de jugement le pluspertinent pourrait être la mortinatalité, les RCIU méconnus étantlargement incriminés dans la survenue de mort fœtale in utero au 3e tri-mestre [78]. L’importance de cet axe de recherche est soulignée dansl’une des 6 revues de littérature 2011 du Lancet sur la mortinatalité. Cetarticle, consacré aux perspectives de diminution de la mortinatalitédans les pays développés, retient dans le « top ten » des priorités derecherche l’évaluation du « rôle de la surveillance de la croissancefœtale par les courbes ajustées individuelles sur la détection desanomalies de la croissance fœtale, la réduction de la mortinatalité, dela mortalité néonatale et infantile » [79].

L’objectif d’une étude interventionnelle serait de montrer quel’introduction des courbes ajustées individuelles permet une amélio-ration de l’état de santé néonatal, idéalement jugé sur le décès et/ou lesconséquences à moyen terme chez les enfants. L’impact du changementde références de poids devrait être mesuré en introduisant les courbesindividualisées dans la pratique sans que le clinicien soit influencé parla notion de reclassement d’une courbe à l’autre. Les résultats parmi lesenfants classés de manière discordante ne seraient donc plus estimésmais le jugement se ferait sur l’ensemble de la population soumise audépistage. Compte tenu de la puissance nécessaire pour montrer unbénéfice, un essai randomisé individuel visant à montrer une diminu-tion de la mortinatalité nécessiterait la réalisation d’un essai en popu-lation incluant quasiment l’ensemble des naissances françaises pendantun an, ce qui est difficilement envisageable. Cette estimation est liée aufaible nombre d’enfants impactés par l’intervention et à la rareté del’évènement.

Dans la mesure où les courbes ajustées individuelles reclassentessentiellement les enfants de poids « intermédiaire », cibler d’embléedans un essai randomisé les enfants de faible poids pourrait être une

84

GOFFINET & COLL.

alternative permettant de réduire le nombre de sujets. Le faible poids,défini de manière homogène comme un poids inférieur au 25e percen-tile d’une courbe en population, par exemple lors de l’échographie du2e trimestre, pourrait être retenu comme critère d’inclusion. Deuxinconvénients peuvent être soulignés : celui de réduire la populationd’étude en manquant une partie (probablement 10 %) des enfantsreclassés, et celui de ne mesurer l’état de santé que de ces enfants. Cesrésultats partiels ne permettraient pas de mesurer l’impact des courbesajustées individuelles en population.

Du point de vue des critères de jugement, l’adoption d’un critèrecomposite de morbimortalité plutôt que la mortinatalité seule nepermet pas d’obtenir un meilleur contraste. Malgré des taux d’évène-ments plus élevés, la diminution relative attendue est plus faible avecun critère composite qu’avec la mortinatalité en raison du caractèremultifactoriel expliquant la morbidité néonatale, écueil moins grandlorsque l’on choisit la mortinatalité qui est l’issue potentiellementévitable en cas d’identification, puis de meilleure prise en charge d’unRCIU. Par analogie, les essais randomisés comparant deux groupesavec et sans Doppler ombilical ont montré une réduction de moitié dela mortinatalité en cas d’introduction du Doppler ombilical sans diffé-rence sur la morbidité néonatale.

L’alternative d’énoncer une hypothèse sur une modification depratiques (nombre d’échographies, hospitalisations, déclenchement,césariennes…) pose d’autres problèmes. Le 1er est la méconnaissancedes pratiques actuelles de dépistage et de surveillance des RCIU enfonction des critères anténataux de bien-être fœtal. Le 2e est quel’augmentation des interventions chez les faux négatifs, associée àl’inverse à une diminution chez les faux positifs, devrait aboutir à destaux d’extractions par exemple très proches entre les deux bras. Ladifférence attendue est probablement qualitative - extraction adaptée àla gravité de l’enfant par exemple - plutôt que quantitative, maiscomment montrer que ces interventions s’adressent à des enfants plusà risque, alors que justement, on espère réduire la fréquence desévènements parmi eux ? Cette notion de risque anténatal, pour êtreapplicable aux deux groupes intervention et contrôle, devrait êtredéfinie indépendamment de la notion de RCIU.

III.2.b. Autres perspectives et implications pour la rechercheDes études d’observation à type d’enquêtes de pratiques permet-

traient de décrire les conséquences en termes de prise en charge en casd’utilisation des courbes individualisées ; il serait cependant nécessairede les comparer à des groupes avec pratiques habituelles à l’aide

85


d’études ici-ailleurs ou avant-après. Si ce type de modèle est adopté, ilsera nécessaire de réaliser des comparaisons des modèles dans le tempset entre pays, et d’en faire des mises à jour.

Un meilleur classement des enfants de petits poids permettraitprobablement d’être plus pertinent dans l’étude des mécanismes, desfacteurs de risque ou de devenir des enfants avec RCIU. Ces étudespourraient être menées dans le domaine de l’anatomopathologie duplacenta, de la biologie, ou encore des facteurs environnementaux.

L’utilisation de ces modèles dans le dépistage de la macrosomienécessite des études mises en place spécifiquement pour répondre àcette question car les problématiques, les décisions et les critères dejugements sont très différents. Enfin, une extension du concept à labiométrie fœtale, dès la datation, pourrait être proposée et étudiée.

CONCLUSION

La diffusion des courbes ajustées individuelles dans les recom-mandations et dans la pratique clinique reste rare actuellement.Cependant, elle est probablement imminente compte tenu de l’intérêtdes cliniciens pour ce concept, et de la simplicité des outils permettantleur utilisation. La mise en œuvre d’études interventionnelles prospec-tives évaluant l’impact de l’utilisation de ces courbes sur la santépérinatale serait justifiée, mais pose des problèmes de faisabilité.D’autres perspectives de recherche peuvent néanmoins s’envisager. Cesnouvelles références de poids constituent très probablement un progrèspour un petit groupe de femmes et d’enfants, et sont une opportunitéà une harmonisation de la définition du RCIU dans le domaineclinique comme dans le domaine de la recherche.

86

GOFFINET & COLL.

87


[1] Altman DG, Hytten FE. Intrauterinegrowth retardation: let’s be clear about it. Br JObstet Gynaecol 1989;96(10):1127-32.

[2] Lindqvist PG, Molin J. Does antenatalidentification of small-for-gestational age fetusessignificantly improve their outcome? UltrasoundObstet Gynecol 2005;25(3):258-64.

[3] Hecher K et al. Fetal venous, intra-cardiac, and arterial blood flow measurements inintrauterine growth retardation: relationship withfetal blood gases. Am J Obstet Gynecol 1995;173(1):10-5.

[4] Severi FM et al. Uterine and fetalcerebral Doppler predict the outcome of third-trimester small-for-gestational age fetuses withnormal umbilical artery Doppler. UltrasoundObstet Gynecol 2002;19(3):225-8.

[5] Alfirevic Z, Neilson JP. Doppler ultra-sonography in high-risk pregnancies: systematicreview with meta-analysis. Am J Obstet Gynecol1995;172(5):1379-87.

[6] Neilson JP. Alfirevic Z. Dopplerultrasound for fetal assessment in high riskpregnancies. Cochrane Database Syst Rev2000;(2):CD000073.

[7] Bricker L, Neilson JP, Dowswell T.Routine ultrasound in late pregnancy (after 24weeks’ gestation). Cochrane Database Syst Rev2008(4):CD001451.

[8] Yu CK et al. An integrated model for theprediction of preeclampsia using maternalfactors and uterine artery Doppler velocimetryin unselected low-risk women. Am J ObstetGynecol 2005;193(2):429-36.

[9] GRIT Study Group. A randomised trialof timed delivery for the compromised pretermfetus: short term outcomes and Bayesianinterpretation. BJOG 2003;110(1):27-32.

[10] Thornton JG et al. Infant wellbeing at 2years of age in the Growth Restriction Inter-vention Trial (GRIT): multicentred randomisedcontrolled trial. Lancet 2004;364(9433):513-20.

[11] Alberry M, Soothill P. Management offetal growth restriction. Arch Dis Child FetalNeonatal Ed 2007;92(1):F62-7.

[12] Bamberg C, Kalache KD. Prenataldiagnosis of fetal growth restriction. Semin FetalNeonatal Med 2004;9(5):387-94.

[13] Baschat AA. Pathophysiology of fetalgrowth restriction: implications for diagnosis andsurveillance. Obstet Gynecol Surv 2004;59(8):617-27.

[14] Breeze AC, Lees CC. Prediction andperinatal outcomes of fetal growth restriction.Semin Fetal Neonatal Med 2007;12(5):383-97.

[15] Fang S. Management of preterm infantswith intrauterine growth restriction. Early HumDev 2005;81(11):889-900.

[16] Sheridan C. Intrauterine growth restri-ction--diagnosis and management. Aust FamPhysician 2005;34(9):717-23.

[17] Friedman SA et al. Neonatal outcomeafter preterm delivery for preeclampsia. Am JObstet Gynecol 1995;172(6):1785-8;discussion1788-92.

[18] Sharma P et al. Comparisons of mortalityand pre-discharge respiratory outcomes in small-for-gestational-age and appropriate-for-gesta-tional-age premature infants. BMC Pediatr2004;4:9.

[19] Ego A, Blondel B, Zeitlin J. Birthweightcurves: a review of the literature. J GynecolObstet Biol Reprod (Paris) 2006;35(8 Pt 1):749-61.

[20] Goldenberg RL et al. Intrauterine growthretardation: standards for diagnosis. Am J ObstetGynecol 1989;161(2):271-7.

[21] Orskou J et al. Maternal characteristicsand lifestyle factors and the risk of deliveringhigh birth weight infants. Obstet Gynecol2003;102(1):115-20.

[22] Thomas P et al. A new look at intrau-terine growth and the impact of race, altitude,and gender. Pediatrics 2000;106(2):E21.

[23] Cnattingius S et al. Effect of age, parity,and smoking on pregnancy outcome: apopulation-based study. Am J Obstet Gynecol1993;168(1 Pt 1):16-21.

[24] Guendelman S et al. Birth outcomes ofimmigrant women in the United States, France,and Belgium. Matern Child Health J 1999;3(4):177-87.

[25] Kramer MS. Determinants of low birthweight: methodological assessment and meta-analysis. Bull World Health Organ 1987;65(5):663-737.

Bibliographie

88

GOFFINET & COLL.

[26] Kramer MS et al. Why are babies gettingbigger? Temporal trends in fetal growth and itsdeterminants. J Pediatr 2002;141(4):538-42.

[27] Wilcox MA, Newton CS, Johnson IR.Paternal influences on birthweight. Acta ObstetGynecol Scand 1995;74(1):15-8.

[28] Skjaerven R, Gjessing HK, Bakketeig LS.Birthweight by gestational age in Norway. ActaObstet Gynecol Scand 2000;79(6):440-9.

[29] Kramer MS et al. The validity ofgestational age estimation by menstrual dating interm, preterm, and postterm gestations. JAMA1988;260(22):3306-8.

[30] Zeitlin J et al. The relationship betweenintrauterine growth restriction and pretermdelivery: an empirical approach using data froma European case-control study. BJOG 2000;107(6):750-8.

[31] Platt RW et al. Detecting and eliminatingerroneous gestational ages: a normal mixturemodel. Stat Med 2001;20(23):3491-503.

[32] Wilcox AJ. Intrauterine growth retar-dation: beyond birthweight criteria. Early HumDev 1983;8(3-4):189-93.

[33] Marsal K et al. Intrauterine growthcurves based on ultrasonically estimated foetalweights. Acta Paediatr 1996;85(7):843-8.

[34] Cooke RW. Conventional birth weightstandards obscure fetal growth restriction inpreterm infants. Arch Dis Child Fetal NeonatalEd 2007;92(3):F189-92.

[35] Lackman F et al. The risks of sponta-neous preterm delivery and perinatal mortalityin relation to size at birth according to fetal versusneonatal growth standards. Am J Obstet Gynecol2001;184(5):946-53.

[36] Zaw W, Gagnon R, da Silva O. The risksof adverse neonatal outcome among pretermsmall for gestational age infants according toneonatal versus fetal growth standards. Pediatrics2003;111(6 Pt 1):1273-7.

[37] Hadlock FP, Harrist RB, Martinez-PoyerJ. In utero analysis of fetal growth: a sono-graphic weight standard. Radiology 1991;181(1):129-33.

[38] Ott WJ, Doyle S. Normal ultrasonic fetalweight curve. Obstet Gynecol 1982;59(5):603-6.

[39] Chien PF, Owen P, Khan KS. Validity ofultrasound estimation of fetal weight. ObstetGynecol 2000;95(6 Pt 1):856-60.

[40] Gardosi J et al. Customised antenatalgrowth charts. Lancet 1992;339(8788):283-7.

[41] Gardosi J et al. An adjustable fetal weightstandard. Ultrasound Obstet Gynecol 1995;6(3):168-74.

[42] Blondel B et al. Development of the mainindicators of perinatal health in metropolitanFrance between 1995 and 1998. Results of thenational perinatal survey. J Gynecol Obstet BiolReprod (Paris) 2001;30(6):552-64.

[43] Ego A et al. Customized versus popula-tion-based birth weight standards foridentifying growth restricted infants: a Frenchmulticenter study. Am J Obstet Gynecol 2006;194(4):1042-9.

[44] Figueras F et al. Customized birthweightstandards for a Spanish population. Eur J ObstetGynecol Reprod Biol 2008;136(1):20-4.

[45] McCowan L et al. A customised birth-weight centile calculator developed for a NewZealand population. Aust N Z J Obstet Gynaecol2004;44(5):428-31.

[46] Mongelli M et al. A customizedbirthweight centile calculator developed for anAustralian population. Aust N Z J ObstetGynaecol 2007;47(2):128-31.

[47] Gardosi J, Francis A. A customizedstandard to assess fetal growth in a US popu-lation. Am J Obstet Gynecol 2009;201(1): 25 e1-7.

[48] Odibo AO et al. Association betweenpregnancy complications and small-for-gestational-age birth weight defined bycustomized fetal growth standard versus apopulation-based standard. J Matern FetalNeonatal Med 2011;24(3):411-7.

[49] Haute Autorité de santé. Suivi etorientation des femmes enceintes en fonction dessituations à risque identifiées. HAS Paris mai2007.

[50] American College of Obstetricians andGynecologists. Intrauterine growth restriction.ACOG practice bulletin no. 12. Washington,DC: American College of Obstetricians andGynecologists, 2000.

[51] The investigation and management ofthe small-for-gestational-age fetus. Royal Collegeof Obstetricians and Gynaecologists 2002.Guideline No. 31 RCOG Guidelines.

[52] Gardosi J, Francis A. Controlled trial offundal height measurement plotted oncustomised antenatal growth charts. Br J ObstetGynaecol 1999;106(4):309-17.

[53] Clausson B et al. Perinatal outcome inSGA births defined by customised versus

89


population-based birthweight standards. BJOG2001;108(8):830-4.

[54] De Jong CL et al. Application of acustomised birthweight standard in theassessment of perinatal outcome in a high riskpopulation. Br J Obstet Gynaecol 1998;105(5):531-5.

[55] Figueras F et al. Customised birthweightstandards accurately predict perinatal morbidity.Arch Dis Child Fetal Neonatal Ed 2007;92(4):F277-80.

[56] Gardosi J, Francis A. Adverse pregnancyoutcome and association with small forgestational age birthweight by customized andpopulation-based percentiles. Am J ObstetGynecol 2009;201(1):28 e1-8.

[57] McCowan LM, Harding JE, Stewart AW.Customized birthweight centiles predict SGApregnancies with perinatal morbidity. BJOG2005;112(8):1026-33.

[58] Mongelli M, Gardosi J. Reduction offalse-positive diagnosis of fetal growth restrictionby application of customized fetal growthstandards. Obstet Gynecol 1996;88(5):844-8.

[59] Zhang X et al. The use of customisedversus population-based birthweight standards inpredicting perinatal mortality. BJOG 2007;114(4):474-7.

[60] Lyon V et al. Unadjusted and customisedweight centiles in the identification of growthrestriction among stillborn infants. BJOG2004;111(12):1460-3.

[61] Owen P et al. Relationship betweencustomised birthweight centiles and neonatalanthropometric features of growth restriction.BJOG 2002;109(6):658-62.

[62] Figueras F et al. Predictiveness ofantenatal umbilical artery Doppler for adversepregnancy outcome in small-for-gestational-agebabies according to customised birthweightcentiles: population-based study. BJOG 2008;115(5):590-4.

[63] Almstrom H et al. Comparison ofumbilical-artery velocimetry and cardiotoco-graphy for surveillance of small-for-gestational-age fetuses. Lancet 1992;340(8825):936-40.

[64] Bobrow CS, Soothill PW. Fetal growthvelocity: a cautionary tale. Lancet 1999;353(9163):1460.

[65] Ego A et al. Should parity be included incustomised fetal weight standards for identifying

small-for-gestational-age babies? Results from aFrench multicentre study. BJOG 2008;115(10):1256-64.

[66] Gardosi J, Francis A. Parity andsmallness for gestational age. BJOG 2009;116(8):1135-6; author reply 1136-7.

[67] Hutcheon JA et al. Customised birth-weight percentiles: does adjusting for maternalcharacteristics matter? BJOG 2008;115(11):1397-404.

[68] Mikolajczyk RT et al. A global referencefor fetal-weight and birthweight percentiles.Lancet 2011;377(9780):1855-61.

[69] Ego A. Courbes de poids ajustées parpays : un compromis entre courbes en popu-lation et ajustement individuel. Rev Méd Périnat2011;3 (in press).

[70] Gardosi J. Fetal growth standards:individual and global perspectives. Lancet2011;377(9780):1812-4.

[71] Zhang J et al. Prenatal application of theindividualized fetal growth reference. Am JEpidemiol 2011;173(5):539-43.

[72] Gardosi J et al. The customised growthpotential: an international research tool to studythe epidemiology of fetal growth. PaediatrPerinat Epidemiol 2011;25(1):2-10.

[73] Hutcheon JA et al. The case againstcustomised birthweight standards. PaediatrPerinat Epidemiol 2011;25(1):11-6.

[74] Resnik R. To customise or not tocustomise: that is the question. Paediatr PerinatEpidemiol 2011;25(1):17-9.

[75] Figueras F, Gardosi J. Intrauterinegrowth restriction: new concepts in antenatalsurveillance, diagnosis, and management. Am JObstet Gynecol 2011;204(4):288-300.

[76] Larkin JC, Speer PD, Simhan HN. Acustomized standard of large size for gestationalage to predict intrapartum morbidity. Am JObstet Gynecol 2011;204(6):499 e1-499 e10.

[77] Larma J, Landon MB. Fetal weight: howlarge is too large? Am J Obstet Gynecol2011;204(6):457-8.

[78] Flenady V et al. Major risk factors forstillbirth in high-income countries: a systematicreview and meta-analysis. Lancet 2011;377(9774):1331-40.

[79] Flenady V et al. Stillbirths: the wayforward in high-income countries. Lancet2011;377(9778):1703-17.

Utilisation des courbes individualisées de croissance ... d’enfants prématurés présentant une...

Documents

Transcript of Utilisation des courbes individualisées de croissance ... d’enfants prématurés présentant une...