Arch Pddiatr 1996;3:1215 1224 © Elsevier, Paris

M~moire original

C r o i s s a n c e f~etale d u p r ~ m a t u r ~ de H a u t e - N o r m a n d i e

C Fessard ~, M Jan 2, S Marret t, MA Pellerin 3

1 Service de mddecine ndonatale, clinique de p~diatrie et de pugriculture, 2service de neurophysiologie, hOpital Charles-Nicolle, boulevard Gambetta, 76031 Rouen cedex ;

3 service de PMI, direction d~partementale de la solidaritg de la Seine-Maritime, immeuble Hasting, rue du 74 e RL 3049, 76041 Rouen cedex, France

(Regu le 2 mai 1995 ; accept6 le 11 juillet 1996)

Rrsum6 Les paramrtres apprrciant h la naissance la croissance f~etale varient d'un auteur ~ l'autre, en particulier pour les grands pr6maturrs. Population et m~thodes. - Une 6tude transversale du rrsultat de la croissance intra-ut6rine des pr6matur~s de Haute-Normandie a 6t6 faite, en exploitant le premier certificat de sant6 6tabli la premiere semaine de leur vie sur une p~riode allant de 1976 h 1990. Malgr6 des exclusions, des courbes ont 6t6 obtenues pour des <<termes obstrtricaux >> allant de 28 ~t 36 semaines h partir des valeurs nronatales du poids (8 042), de la taille (7 792), du p~rim~tre cr~nien (8 041) et de l'index pondrral (6 737). Rrsultats. - La comparaison avec les rrsultats d'autres 6tudes plus ou moins rdcentes a montr6 des differences de sens variable dans les valeurs moyennes ou mrdianes : selon l'age gestationnel, elles allaient de -170 +180 g pour le poids, de -1 h -2,6 cm pour la taille, de -1 ~ -1,9 cm pour le prrim~tre crfinien. Conclusion. - Le choix de la limite infdrieure de la normalit6 ainsi que la qualification des diverses varirtrs d'insuffisance de la croissance f~etale mdritent encore discussion.

pr~matur~ (mensurations h la nalssance) / hypotrophie f~etale

Summary - Fetal growth standards of preterm infants in Haute-Normandie Background. - Fetal growth standards of preterm infants are different from one study to another, especially for extremely preterm babies. Population and methods. - Between 1976 and 1990, a cross-sectional study of the resulting intrauterine growth of premature newborns from Haute-Normandie (France) was conducted by collecting data of tile compulsory health certificate set up in the first week after birth. In spite of exclusions, curves for obstetrical terms ranging from 28 to 36 weeks of gestational age were settled. Equivalents of 8,042 birth weights, 7,792 statures, 8,041 head circumferences and 6,737 ponderal index were used. Results. - Comparing our results with those published in the literature, we observed short differences for mean or middle values: from less than 170 to more than 180 g for weight, from less than I to more than 2.6 cm for stature and from less than I to more than 1.9 cm for head circumference. Conclusion. - The selected normal lower threshold for each parameter and the varieties of fetal growth inadequacy are under discussion.

infant, premature / body weight / growth / small for date

L a v a l e u r de s p a r a m r t r e s a p p r r c i a n t h la n a i s s a n c e le r r s u l t a t de la c r o i s s a n c e feetale p e r m e t de c l a s s e r l e s n o u v e a u - n r s e n f o n c t i o n d e l e u r t e r m e e t d e l e u r c r o i s s a n c e . M a l h e u r e u s e m e n t e l le v a r i e p o u r u n m E m e fige g e s t a t i o n e l d ' u n a u t e u r h l ' a u t r e e t les l i m i t e s de la n o r m a l e son t de ce f a i t d i f f r r e n t e s ,

s u r t o u t p o u r l e s g r a n d s p r r m a t u r r s ; i l e s t d o n c n r c e s s a i r e q u e c h a q u e e n f a n t s o i t p r o c h e d e l a p o p u l a t i o n n r o n a t a l e de r r f r r e n c e .

D a n s u n e p r e m i e r e 6 tude n o u s a v o n s 6 t ab l i de s c o u r b e s d e c r o i s s a n c e fee ta l e d u n o u v e a u - n 6 d e H a u t e - N o r m a n d i e e n fonc t i on de s o n sexe, m a i s la

1216 c Fessard et al

ta i l le de nos 6 c h a n t i l l o n s s ' a m e n u i s a i t q u a n d n o u s a l l ions vers les f a ib les t e r m e s [ 1 ]. A u s s i a v o n s - n o u s repr i s ce t te Etude u n i q u e m e n t c h e z de s prEmaturEs, m a i s su r u n e pEr iode de r ecue i l p lu s l o n g u e , a v e c des c o h o r t e s de g r a n d s prEmaturEs p lus i m p o r t a n t e s .

M A T I ~ R I E L E T M I ~ T H O D E S

Les valeurs du poids, de la taille et du pErim~tre crfinien de chaque enfant ont Etd extraites du certificat de santd dtabli dans la premibre semaine de sa vie (CI). Nous avons utilisE les certificats de la pEriode allant de juil let 1975 h ddcembre 1990. L ' in fo rmat i sa t ion des donnEes de l 'Eure ayant cessE en 1983, 86 % de nos enfants sont nds en Seine-Mari t ime, 10 % dans l 'Eure et les autres dans des ddpartements limitrophes. Le taux de reception des certificats en Seine-Mari t ime a variE mais s 'es t amE- liorE avec le temps : 93,6 % en 1980 et 97,7 % en 1990. Cette Etude porte sur 12 316 certificats concernan t des enfants nEs vivants et dont le <~ terme obstetr ical ,> est infErieur ~ 37 semaines.

Nous avons exclu ceux pour lesquels un facteur foetal e t /ou m a t e r n e l pouva i t r e ten t i r n o t a b l e m e n t sur leur potentiel de croissance. Deux mille quatre cent quarante- huit certificats ont ainsi 6t6 EliminEs, soit pros de 20 % d 'ent re-eux (essentiel lement les grossesses multiples, les hyper t ens ions artErielles pendan t la grossesse) . Seuls 9 868 C 1 ont donc Et6 retenus dont le terme allait de 25 36 semalnes. Le sex-ratio (M/F) est de 1,12.

Vu la fiabilitE toute relative et incontrElable rEtrospec- t i v e m e n t du t e rme notE, nous a v o n s sd l ec t ionn6 les enfants se situant pour leur terme entre des <~ bornes de confiance >> fixEes arbi trairement au vu de certaines don- nEes de la littErature et dEj~ utilisEes dans notre prEcE- den te Etude [1]. Pour chaque pa rambt re an thropomE- trique, nous avons exclu pros de 20 % des C 1 retenus. Le principal facteur d 'exc lus ion 6tant l ' absence de donnEes, nos bornes n ' o n t exclu q u ' u n pourcentage modeste de va leurs p a r m i les 9 868 C 1 r e t enus dans un p r e m i e r temps : 7,4 % pour le poids ; 3,0 % pour la taille ; 2,7 % pour le pErim~tre cffmien. Pour la majoritE des donnEes situEes hors de l ' interval le de confiance, la borne supE- r ieure est dE te rminan t e ; les trois paramEtres sont en effe t m a n i f e s t e m e n t ceux d ' u n en fan t nE h t e rme ou proche du terme, le terme inscrit Etant tr~s probablement faux. Plus le terme est faible, plus le taux d 'exclus ions augmente : 18 % pour les 33-36 semaines, 35 % pour les 28-32 semaines, 70 % pour les 25-27 semaines.

Notre effectif de prEmaturEs de moins de 28 semaines s'Etant trop amenuisE, nous ne faisons 6tat que des C 1 o~ le te rme obstetr ical va de 28 h 36 semaines et o~ les valeurs de chaque parambtre pris i ndEpendamment se situent dans notre intervalle de confiance. Notre Etude porte donc f inalement sur 8 042 enfants pour le poids de naissance, 7 792 pour la taille, 8041 pour le pErimbtre

cr~nien. Pour 6 737 enfan t s dont le poids et la tai l le 6taient jugEs compatibles avec leur terme, un index pon- dEral (poids en g/taille 3 en cm) a 6tE calculE.

L'Etude des donnEes brutes pour chaque terme nous a montr6 que la rEpartition de nos enfants ne suivait pas une loi de distribution normale. Nos rEsultats sont donc exprimEs en percentiles ; ceux-ci ne t iennent pas compte du sexe de nos enfants car le test de Student appl ique aux donnEes concernan t chaque terme n ' a pas mis en Evidence de d i f ferences s ta t i s t iquement s ign i f ica t ives entre les garqons et les fi l les. Apr~s avo i r Etabli les nuages de points (terme, poids), (terme, taille), (terme, pdrimbtre crCmien), (terme, index ponddral) pour les 3 e, 5 e, 10 e, 25 e, 50 e, 75 e, 90 e, 95 e et 97 e percentiles, nous avons ajustE les courbes en ut i l i sant l ' a p p r o x i m a t i o n polyn6miale. Le critEre de choix du meilleur po lyn6me dtait celui des moindres carrEs, c 'est-a-dire qu ' i l s 'agis- sait de minimiser l 'express ion suivante :

O?.1 Yi reprEsente la valeur observEe pour le terme x i et of J n est le degrE le plus grand possible.

Nous nous sommes ainsi arr~tEs ~t l 'ordre 3 ; en effet les polynEmes de la forme Y = aX 3 + bX 2 + cX + d Etaient une mei l leure app rox ima t ion de nos donnEes, se lon le c r i tb re des m o i n d r e s carrEs. L ' a l l u r e de la courbe construite avec le polynEme d 'ordre 3 ne corres- pondant pas avec la rEalit6 biologique pour les percen- tiles extremes de la longueur et les 90 e h 97 e percenti les du pErim~tre cr~nien, nous nous sommes arr~tEs pour ces percenti les h l 'ordre 1, c 'est-h-dire h u n ajustement linEaire. Ceci correspond ~ un bon compromis entre la rEalit6 biologique et la rEalit6 mathEmatique.

Les tableaux prEsentant les rEsultats sont obtenus en extrayant les valeurs des courbes d ' a jus tement et en les arrondissant pour les exprimer avec un pas de 10 g pour le poids et de 0,5 cm pour la taille et le pErimbtre crfi- nien. La prec i s ion a p p r o x i m a t i v e des i n s t rumen t s de mesure et les conditions imparfaites dans lesquelles les mesures sont gEnEralement effectuEes, nous permet tent en effet un tel arrondissement [2, 3]. Pour l ' index pondE- ral les erreurs Eventuelles de mesure du poids et de la longueur se cumulant, nous avons arrondi les valeurs au cinquiEme du point le plus proche.

R I ~ S U L T A T S

L e s t a b l e a u x I, I I , I I I e t I V i n d i q u e n t l e s d i v e r s p e r c e n t i l e s de d i s t r i b u t i o n d e p o i d s , d e t a i l l e , d e p 6 r i m b t r e c r g m i e n e t d e l ' i n d e x p o n d 6 r a l e n f o n c t i o n d ' u n t e r m e o b s t 6 t r i c a l a l l a n t d e 2 8 36 s e m a i n e s . P o u r u n ~ge g e s t a t i o n n e l e t u n pe r - c e n t i l e donnEs , n o u s o b t e n o n s des c o u r b e s qu i s o n t

Croissance f~etale du pr6matur6 de Haute-Normandie

Tableau I. Poids de naissance (g) du prdmatur6 haut-norinand.

1 2 1 7

Terme Percent i les N o m b r e (sem) 3 e 5 ~ 10 ~ 25 e 50 e 75 e 90 e 95 e 97 e

28 800 880 900 29 890 910 980 30 970 980 I 100 31 1 060 1 100 I 250 32 1 170 1 250 I 410 33 1 300 1 430 1 590 34 1 480 1 620 I 790 35 1 710 1 840 1 990 36 1 990 2 060 2 200

090 190 320 470 640 830

2 030 2 250 2 480

1 180 1 330 1 490 ! 620 1 660 94 1 350 1 570 1 8 4 0 ! 950 2 0 2 0 110 1 520 l 800 2 140 2 240 2 330 204 1 700 2 020 2 400 2 500 2 600 213 1 900 2 230 2 620 2 750 2 8 3 0 412 2 090 2 440 2 820 2 970 3 0 5 0 521 2 300 2 660 3 020 3 180 3 260 956 2 520 2 880 3 210 3 390 3 460 1 495 2 7 6 0 3 100 3 410 3 590 3 680 4 037

Tableau II. Longueur ~t la naissance (cm) du pr6matur6 haut-normand.

Terme Percent i les N o m b r e ( s em ) 3 e 5 e 10 e 25 e 50 e 75 e 90 e 95 e 97 e

28 (33,5) (34,5) 35,5 36 38 39,5 45 (46) (46,5) 57 29 (34,5) (36) 36,5 38 40,5 43 46 (47) (47,5) 70 30 36 37 37,5 40 42,5 45,5 47 47,5 48 204 31 37 38 39 41 43,5 47 47,5 48,5 49 210 32 38 39,5 40 42 44,5 47,5 48,5 49 50 436 33 39,5 40,5 41 43 45,5 48 49,5 50 51 491 34 40,5 41,5 42 44 46 48 50 51 52 919 35 42 43 43,5 45 47 48 51 51,5 52 1 422 36 43 44 44,5 46 48 49 52 52,5 53 3 983

Tableau III. P6rim~tre cffmien h la naissance (cm) du pr6matur6 haut-normand.

Terme Percent i les N o m b r e (sere) 3 e 5 e I 0 e 25 e 50 e 75 e 90 e 95 e 97 e

28 (23,5) (24) 24,5 25 27 28 31,5 (32,5) (32) 6l 29 (24,5) (25) 25,5 27 28,5 30,5 32 (33) (33) 83 30 25,5 26 26,5 28 29,5 32 32,5 33,5 33,5 226 31 26, 5 27 2 Z 5 29 30, 5 32,5 33 34 34 216 32 27,5 27,5 28,5 29,5 31 33 33,5 34,5 34,5 445 33 28 28,5 29 30 31,5 33 34 35 35 497 34 28,5 29 29,5 30,5 31,5 33 35 35,5 35,5 943 35 29 30 30 31 32 33,5 35,5 36 36 1 473 36 30 31 31 32 33 34,5 36 36,5 36,5 4 097

Tableau IV. Index pond6ral ~t la naissance du pr6matur6 haut-normand.

Terme Percent i l es N o m b r e (sere) 3 e 5 e 10 e 25 e 50 e 75 e 90 e 95 ~ 97 e

28 ( I ,75) (1,80) 1,90 2,00 2,20 2,40 2,60 (2,65) (2,70) 46 29 (1,70) (1,80) 1,90 2,10 2,25 2,45 2,65 (2,75) (2,85) 60 30 1,75 1,85 1,95 2,10 2,30 2,50 2,70 2,80 2,95 144 31 1, 75 1,85 2,00 2,15 2,35 2,55 2, 75 2,85 3,00 155 32 1,80 1,90 2,05 2,20 2,40 2,60 2,75 2,90 3,00 329 33 1, 90 1,95 2,10 2,25 2,45 2,60 2,80 2,90 3,00 416 34 1,95 2,05 2,15 2,30 2,50 2,65 2,80 2,95 3,00 800 35 2 ,05 2,10 2,20 2,35 2,55 2,70 2,90 3,00 3,05 1 236 36 2 ,10 2,20 2,25 2,45 2,60 2,75 2,90 3,05 3,15 3 551

1218 C Fessard et al

3500

3000

t ' "j~

/ , ," / /

500

27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37

Fig 1. Poids (g) du pr6matur6 haut-normand, selon le terme (sem).

le reflet d 'une croissance foetale rapide pendant les 7 e et 8 e mois de la grossesse. La courbe pond6rale en est l'illustration (fig 1).

Regardant les 50 c percentiles nous constatons une pente r6guli6re de l 'accroissement pond6ral (200 g/sem environ), une allure sigmoYde de la courbe plus nette pour la taille que pour le p6ri- m6tre cr~nien. L ' augmentation de l'index pond6ral est cependant tr~s r6guli~re.

L'6tendue entre le 90 e percentile et la m6diane, celle entre le 10 e percentile et la m6diane sont in6gales pour chaque terme ; il en est de mEme pour la taille et le p6rimbtre cr~nien, surtout entre 29 et 33 semaines. L'6tude des histogrammes nous montre que la distribution pour chaque terme est multimodale: les erreurs probables d'fige gesta- tionnel sont donc distribu6es de faqon continue.

DISCUSSION

C o m p a r a i s o n a v e c n o t r e p r 6 c 6 d e n t e 6 t u d e

Nous constatons des valeurs plus basses chez les prdmatur6s, dans cette nouvelle 6tude pourtant

men6e avec une mdthodologie assez semblable. Les diff6rences pond6rales sont d'autant plus sen- sibles que nous descendons vers les faibles termes : les m6dianes diff6rent de 150 g h 100 g e t les 3 e percentiles de 50 g environ. Le choix d 'un pas de 10 g au lieu de 50 les a sans doute accenm6es.

Dans l'6tude pr6c6dente [1], nous avions exclu d'embl6e les certificats o?a manquait un des trois param~tres anthropom6triques ; les pr6maturEs 6taient alors beaucoup plus concern6s que les enfants proches du terme, comme nous l ' avons constat6 h nouveau.

La survenue d ' importantes variations dans la structure de notre population entre 1976 et 1990 nous semble improbable, en particulier le niveau socioEconomique dans notre r6gion ne s 'est pas am61ior6. Le sex-ratio en faveur d 'une nette pr6do- minance de garqons (1,12 contre 1,055) est cepen- dant diff6rent.

Deux nouveaux critbres d ' exc lus ion ont 6t6 ajout6s et aura ient pour tant dO rehausser les valeurs de notre seconde 6tude : - 1 810 pr6matur6s issus d'une grossesse multiple ont en effet 6t6 exclus [4] ; - 736 pr6matur6s issus d 'une grossesse compli- qu6e d 'une << pathologie vasculaire ~ (hypertension art6rielle notamment) l 'ont 6t6 6galement et repr6- sentent les deux tiers de nos exclusions li6es ?l une pathologie pendant la grossesse [5].

Deux hypoth6ses expliquant probablement nos valeurs plus basses peuvent &re avanc6es : - l '6chographie pr6coce qui s'est progressivement g6n6ralis6e ~t partir des ann6es 80 a peut-~tre dimi- nu6 l'incidence des erreurs de terme. Auparavant, celui-ci 6tait bas6 sur la date des derni6re r~gles, ce qui sous-estimerait plus volontiers l'fige gestation- nel avec des erreurs pouvant aller de 1 h 4 semaines et conduisant h conserver des enfants de poids 61ev6 pour les faibles termes [6-8]. Certains auteurs ont m~me avanc6 que le quart des enfants qualifi6s de pr6mamr6s selon ce crit~re ne l'6taient pas ! [9] ; - d a n s les ann6es 80 les progrbs de la m6decine p6rinatale ont permis d'accepter ou de provoquer des naissances pr6matur6es pour diverses raisons telles qu'une anomalie de la croissance f0etale ou une de ses cons6quences, la souffrance fcetale pou- vant mener ~t la mort in utero [10, 11]. Le taux de cette pr6maturit6 ainsi accept6e pourrait approcher 20 ~t 25 % [12] voire 27 % [10]. L' inclusion de nombreux enfants hypotrophiques viendrait alors biaiser les valeurs pond6rales de r6f6rence. Dans notre 6tude, les crit~res d'exclusion vus pr6c.6dem- ment ont tent6 de faire 6chapper h ce biais. A titre indicatif, nous avons cherch6 h le v6rifier; ainsi en les appliquant hun recrutement r6cent du CHU

Croissance l~etale du pr6matur6 de Haute-Normandie 1219

de Rouen, nous constatons que pour 17,5 % des 320 pr6matur6s retenus, la naissance a 6t6 ddclen- ch6e ou s 'est faite par voie haute. Nos crit~res d'exclusion ont 61imin6 au pr6alable pr6s de 45 % des enfants n6s dans ces conditions et r6duisant donc notablement l'6ventualit6 d 'un tel biais.

Nos hypoth6ses sont confort6es par une 6tude prospective finlandaise comparant deux cohortes 6manant d 'une mame r6gion ~ 20 ans d'intervalle ; le poids moyen de naissance est plus faible dans la cohorte la plus r6cente [13]. Selon ses auteurs, la sous-estimation de l '~ge gestatlonnel serait bien moins fr6quente qu'auparavant grfice ~t la correc- tion 6chographique du terme ; l ' induction d 'une naissance pr6maturfe en cas d ' insuff i sance de croissance f0etale y est beaucoup plus frdquente, ce qui coincide avec la r6duction de la mortinatalit6. Une 6tude franqaise de l ' Inserm constate 6gale- ment une diminution du poids moyen des pr6matu- r6s, ~t 16 ans d'intervalle [10].

Comparaison avee certaines d o n n ~ s de la litt6rature

D6jg difficile pour les enfants n6s ~ terme ou proches du terme, la comparaison des donn6es anthropom6triques concernant les pr6matur6s nous semble encore plus audacieuse pour diverses rai- sons dont certaines sont 6galement valables pour l 'enfant h terme.

Les £chantillons La taille des 6chantillons 6tant souvent tr~s r6duite, certains auteurs utilisent alors divers proc6d6s math6matiques pour arriver tout de m~me ~t une certaine approximation leur permettant de d6termi- ner une moyenne _+ 1 DS [14]. La m6thode de lis- sage 6ventuel des courbes de croissance propos6es varie. L'allure de la distribution par fige gestation- nel est volontiers unimodale et certains 61iminent les queues de distribution [5, 14]; parfois elle est bimodale et les auteurs 61iminent alors le mode correspondant le plus vraisemblablement ?a une erreur de terme [15].

La structure de la population La structure des popula t ions 6tudi6es est tr6s variable. Les diff6rences portent sur divers types de facteurs: l'ethnie, le niveau socio6conomique, le site g6ographique, l'6tendue du bassin de nais- sances concern6.

Les critbres d'exclusion Les motifs d 'exclus ion sont 6galement vari6s : mort-n6, grossesse multiple, pathologie mater-

nelle pouvant perturber la croissance fcetale, ano- malie cong6nitale, environnement toxique mater- nel. Des donn6es concernant l 'enfant (son sexe) et la m~re (fige, parit6, poids, taille) sont prises en compte et un ajustement des valeurs observ6es est m~me propos6 pour nuancer l 'effet de ces divers facteurs [5, 16, 17]. Enfin, certaines valeurs mani- festement incompatibles avec le terme annonc6 sont exclues.

Le choix du terme La validit6 du terme reste en fait l'616ment crucial et d6pend de son mode de d6termination. Aupara- vant, la date des derni~res rbgles 6tait l'616ment d6terminant, mais sa valeur pr6dictive positive est faible pour les pr6matur6s comme pour les post- terme [6, 9, 1S]. Par la suite, les auteurs ne fondent leurs 6tudes que sur les grossesses dont le terme a 6t6 d6termin6 ou confirm6 par une 6chographie foetale pr6coce. Quant h la contestation possible du terme obst6trical par le p6diatre utilisant les scores de Dubowi tz ou de Ballard, la rectification du terme annonc6 n'est pas toujours admise, tout par- ticuli6rement chez le pr6matur6 [19, 20]. Enfm, le terme inscrit ne devrait indiquer que les semaines completes de gestation, or certains choisissent la valeur de la semaine englobant les 3 jours pr6c6- dents et suivants [21].

Nos compara isons portent seulement sur les valeurs moyennes ou m6dianes de chaque para- m~tre de croissance not6es dans des 6tudes 6ma- nant de divers pays ou r6gion. Quand elles tiennent compte du sexe de l'enfant, les filles ont alors des valeurs inf6rieures h celles des garcons. La plupart ont 6t6 effectu6es dans les ann6es 80. Nous en avons 6galement retenu de plus anciennes pour diverses raisons : donn6es valid6es 6manant des C 1 d'Ille-et-Vilaine [22]; valeurs de r6f6rence pour beaucoup d'obst6triciens franqais [23] ; 6tude utili- s6e pour s61ectionner les enfants ayant eu un retard de croissance intra-ut6rin et ayant conserv6 leur insuffisance staturale [21].

Comparaison des poids de naissance Nos valeurs ne sont pas tr~s 61oign6es de celles des garqons bre tons ?~ 50 g prbs [22] et sont tr~s proches de celles d'autres 6tudes, mais pour des ~ges gestationnels divers: une 6tude finlandaise [13] et une autre i tal ienne [24] pour tous les termes, ainsi que l'6tude de Sheffield mais seule- ment de 28 ~t 30 semaines [25] (tableau V).

Les valeurs du poids dans d'autres 6tudes mon- trent des dif f6rences de sens et d ' i m p o r t a n c e variable selon les termes: inf6rieures aux n6tres [10, 21, 25-27] ou sup6rieures [23, 28-29].

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C E

Croissance fmtale du pr6matur6 de Haute-Normandie

Tableau VL Comparaison des taffies dc naissance (auteurs, p6riode de l'6tude).

1221

Terme Sexe Usher [21] Leroy [23] Sdndcal [22] Lawrence [28] Mamelle [26] Notre dtude (sem) 1959 et 1963 1969-1970 1974-1975 1977-1981 1984-1988 1976-1990

28 MF 37,6 37,8 - - 38 M 38,2 F 36,3

29 MF 38,8 39,2 40,5 M 41,7 40,8 39,4 F 38,9 39,5 37,9

30 MF 39,9 40,9 42,5 M 42,6 42,0 40,6 F 40,2 41,2 39,4

31 MF 41,1 42,8 43,5 M 43,5 43,4 41,8 F 41,5 42,6 40,9

32 MF 42,4 44,3 44,5 M 44,4 44,6 43,0 F 42,8 43,9 42,3

33 MF 43,7 45,4 45,5 M 45,3 45,7 44,1 F 44,1 45,1 43,6

34 MF 45,0 46,4 46 M 46,2 46,7 45,2 F 45,4 46,1 44,8

35 MF 46,2 47,3 47 M 47,1 47,7 46,3 F 46,7 47,1 45,9

36 MF 47,4 48,0 48 M 48,0 48,6 47,3 F 47,6 47,9 46,9

x + + x + +

x : moyenne (liss6e) ; + : 50 ~ percentile ; M :gar¢on ; F : fille : MF : les deux sexes.

Comparaison des tailles de naissance Les erreurs de mesure de la longueur 6tant Imaucoup plus fr&luentes que celles du poids, bien des auteurs ne considSmnt dans leur 6rude que le poids de naissance alors que c'est la taille qui caractdrise la croissance.

Nous retrouvons la mfime similitude de taille moyenne chez les garqons bretons [22] ; les tailles du Haut Normand sont assez proches des valeurs de Leroy [23] h partir de 32 semaines. Pour les fa ib les te rmes , nos valeurs sont sup6rieures h celles d'autres 6tudes [24, 26, 28] (tableau VI).

Comparaison des pdrimbtres cr~niens de naissance Assez curieusement, les 6tudes ne consid~rent pas souvent ce param~tre qui est pourtant un bon reflet de la croissance c6rEbrale et de ce fait trSs utilis6 lorsqu'on s'int6resse au d6veloppement neuropsy- chique d 'un jeune enfant.

Nous constatons peu de diff6rences avec les garqons bretons [22] mais les diff6rences devien- nent s ens ib l e s dans d ' a u t r e s 6tudes [121, 26] (tableau VII).

Limites inf~rieures de la normalit6

Le 10 e percentile pond6ral est le seuil recommand6 par I 'OMS pour qualifier un nouveau-n6 d'hypotro- phique. Lh encore, le 10 e percentile du pr6matur6 haut-normand est semblable h celui des garqons d'Ille-et-Vilaine [22], mais il est toujours inf6rieur h celui de l'6tude de l_~roy [23], quel que soit le terme, avec des diff6rences allant de 90 ~ 140 g. 11 est en revanche sup6rieur h celui de l '6tude de la r6gion parisienne sur les grands pr6matur6s [30] ou celle de l 'Audipog [26], les diff6rences allant de 100 h 190 g entre 29 et 34 semaines ; celles-ci sont de sens inverse h partir de 32 semaines aux l~tats-Unis (tableau VIII).

Bien que les 6pid6miologistes pr6fbrent plut6t consid6rer le 5e percentile, nous pensons que le 3 e percentile serait le choix le plus judicieux car il est trbs proche de -2 6carts types, seuil h partir duquel une insuffisance de croissance est gfn6rale- ment affirm6e.., encore faudrait-il savoir alors de quel param6tre auxologique il s 'agit" la taille plu- t6t que le poids !

1222 C Fessard et al

Tableau VII. Comparaison des p6rim~tres crfiniens de naissance (auteurs, p6riode de l'6tude).

Terme Sexe Usher [21] Sdn~ca1122] Mamelle [26] Notre (tude (sere) 1959 et 1963 1974-1975 1984-1988 1976-1990

28 MF 25,6 - 27 M 25,8 F 24,8

29 MF 26,6 28,5 M 28,3 27,0 F 27,0 26,1

30 MF 27,6 29,5 M 29,0 28,1 F 28,0 27,3

31 MF 28,7 30,5 M 29,6 29,2 F 29,0 28,4

32 MF 29,6 31 M 30,2 30,1 F 30,0 29,4

33 MF 30,5 31,5 M 30,9 31,0 F 30,8 30,3

34 MF 31,4 31,5 M 31,5 31,8 F 31,5 31,1

35 MF 32,2 32 M 32,2 32,5 F 32,1 31,9

36 MF 33,0 33 M 32,8 32,2 F 32,6 32,5

x + + +

x : moyenne (liss6e) ; + : 50 e percentile ; M : garcon ; F : fille ; MF: les deux sexes.

De nombreuses ambigu'ft6s persistent dans le langage courant pour qualifier un enfant ayant une ou des valeurs anthropom6triques d6viant de la norme [5, 31, 32]. Le terme d'hypotrophique pour- rait 6tre r6serv6 aux nouveau-n6s dont seul le poids est insuffisant. Celui de retard de croissance intra- ut6rin (RCIU) devrait l'~tre h celui dont non seule- ment le poids mais aussi la taille sont d6viants hun degr6 comparable ou non, le retard 6tant sym6- trique ou non.

Plut6t que de se r6f6rer aux valeurs du poids et de la taille, consid6r6es ind6pendamment, certains auteurs pr6f~rent le concept de proportionnalit6 et mettent en relation le poids et la taille [33, 34]. Parfois m6me les variations pond6rales sont rap- port6es non pas au terme mais ~ une taille donn6e, celle-ci correspondant h l '~ge gestationnel [32]. L ' index pond6ral nous parait aussi int6ressant pour objectiver les discordances entre les insuffi- sances de poids ou de taille d 'un nouveau-n6 [35] car il est un bon t6moin du caract6re plus ou moins disproportionn6 de l 'enfant . Cependant,

lorsque le poids et la taille ont tous deux le m~me degr6 d'insuffisance, alors que l'fige gestationnel est exact, il est difficile de distinguer l 'enfant dont un facteur pathologique a limit6 durablement la dynamique de croissance, de celui dont le poten- tiel inn6 de croissance n 'a pas 6t6 perturb& Ce dernier est alors d 'un faible gabarit constitutionnel et devrait finalement ~tre consider6 comme <~ nor- mal >~ [5, 36].

C O N C L U S I O N

Toutes les 6tudes publi6es 6tant transversales, elles ne font que constater le r6sultat h la naissance d'une croissance ant6natale dont nous ignorons les variations et la vitesse.

Malgr6 cette r emarque , chez le p r6matur6 comme chez l'enfant h terme, le repErage de ceux qui ont d6vi6 de leur propre parcours de croissance pendant la vie intra-ut6rine garde tout son int6r6t. Les risques encourus par l 'enfant en p6riode p6ri- natale avec leurs 6ventuelles cons6quences comme

Croissance feetale du prdmatur6 de Haute-Normandie

Tab leau VIII. Comparaison du l0 e percentile pond6ral (auteurs, p6riode de 1"6tude).

1223

Terme Sexe Leroy [23] SYn~cal[22] Monnier[30] Mamelle126] Notre ~tude Alexander[29] (sem) 1969-1970 1974-1975 1985 1984-1988 1976-1990 1991

28 000 - 844 900 MF M F

29 MF M F

30 MF M F

31 MF M F

32 MF M F

33 MF M F

34 MF M F

35 MF M F

36 MF M F

080 907 94O

210 1 027 1 090

350 1 161

510

720

930

2 120

2 290

1 260 1 050

1 425 1 210

I 600 1 400

1 785 1 600

I 975 1 800

2 170 2 025

798 884 828 772 760

980 925 879 956 783 889

1 I00 1 O85 949 1 117 857 1 407

1 250 1 278 1 065 1 308

983 1 234

1 410 I 495 1 235 1 521 1 153 1 447

1 500 1 725 1 441 I 751 1 354 1 675

1 790 1 950 1 672 1 985 1 578 1 901

1 990 2 159 1 917 2 205 1 8 1 4 2 109

2 200 2 354 2 164 2407 2 051 2 300

le pronostic de croissance staturale sont en effet probablement diff6rents selon que le potentiel de croissance a 6t6 respect6 ou non pendant la vie intra-ut6rine [35, 37]. De plus sous le terme de R C I U se c a c h e une grande h6t6rog6n6it6 des enfants : la cause de ce RCIU, le degr6 de sa s6v6- tit6, une disproportion corporelle 6ventuelle les distinguent [38].

Dans un avenir peut-6tre proche, il deviendra possible d'appr6cier la dynamique individuelle de la croissance d'un foetus [39] et si son itin6raire d6vie de la norme prise pour r6f6rence, il sera important de prendre en cornpte les facteurs pou- vant d6terminer des variations non pathologiques d'une telle croissance [36, 40].

R E M E R C I E M E N T S

N o u s r e m e r c i o n s tout pa r t i cu l i~ remen t M a d a m e A G u 6 -

r in ( se rv ice i n f o r m a t i q u e de l ' H6 t e l du d6pa r t emen t ) qui

a s61ect ionn6 les cer t i f icats de sant6 des en f an t s p r 6 m a -

tur6s et la D S I I T du C H U qui a p e r m i s l ' e x p l o i t a t i o n

i n fo rma t ique .

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