|
|
|
||||||
|
|
|||||||
|
Curvas
de peso al nacimiento ESTANDAR DE PESO PARA LA EDAD GESTACIONAL EN 55.706
RECIEN NACIDOS SANOS DE UNA
MATERNIDAD PUBLICA DE BUENOS AIRES Marcelo San
Pedro1, Carlos Grandi2, Miguel Larguía2, Claudio Solana2 Fundación Epson; 2 División Neonatología, Sector de Epidemiología Perinatal, Hospital Materno-Infantil Ramón Sardá, Buenos Aires
Resumen Las curvas de referencia del peso al nacer para la edad gestacional de la Argentina son escasas y no actualizadas. Los objetivos de este trabajo fueron: 1) determinar nuevos valores normales de peso al nacimiento (PN) por sexo y paridad, 2) comparar estos resultados por trienios y 3) comparar con un estudio anterior. Se incluyeron los RN vivos durante el período 1988-1999 (n = 55 706). Se excluyeron aquellos con PN menor a 500 g, edad gestacional (EG) menor a 25 semanas , con errores en la apreciación de la EG o antecedentes maternos u obstétricos que pudieran influir en el PN. Como fuente de datos se utilizó el Sistema Informático Perinatal (SIP, v. Agustina 5.1). Se calculó el PN medio, DS, ES, coeficiente de variación, histograma y ojivas, coeficientes de sesgo y curtosis, percentilados real y polinómico y distribución normalizada (Z). Se halló una variabilidad máxima del 15%, velocidad máxima absoluta de 263 g/ sem. y aceleración positiva hasta las 36 semanas. Coeficiente de sesgo: -0.247 a 0.129 y el de curtosis: 3. Error máximo del 7.5% para el percentilo 10 y del 6.5% para el 50 comparado con el score z. La diferencia máxima entre sexos fue del 3.6%. La paridad influyó positivamente sobre el PN. Por trienios (88-90,91-93,94-96 y 97-99) el PN medio mostró una tendencia sistemática y creciente (3243 ± 539g a 3286 ± 508g) (p < 0.001). Comparado con un estudio anterior se observó una disminución del PN debajo de la 37ª semana. Palabras clave: peso al nacimiento, edad gestacional, recién nacido
Abstract Standard of birth weight for gestational age in 55 706 newborns of an Argentine population. Birth-weight-for-gestational-age patterns in Argentina are scarce and outdated. The same study has been performed within our institution for 8 years already. Our hypothesis is that there could have been population changes with repercussions on fetal growth. The objectives were: 1) to determine new normal values of birth weight (BW) -for-gestational-age; 2) to study growth speed and acceleration, and 3) to compare these new results between trienniums. Population: All liveborn babies between 1988-1998 (n= 67 857) were included. Those with BW lower than 500 g, gestational age (GA) lower than 25 weeks or mistakes in the appraisal of GA and outliers (birth-weight-for gestational-age > 2.5 DS of the median) were excluded. Those without maternal or obstetric history that could have influenced the BW were defined as “healthy newborns” (n = 55 706). The software Persi, that employs 34 of the 93 variables included in the Perinatal Clinical Record (SIP/OPS/OMS, Agustina v 5.1), was used. Birth weight median, standard deviation and error, coefficient of variation, skewness and kurtosis’s coefficients, real and polynomial percentiles, standard distribution (Z), and the corresponding charts were generated in an automatic way for each gestational week and through the use of the method of least squares (polynomial models up to 4th grade). Results were as follows: maximum variability 15% as from the 30th week, maximum absolute speed in the 36th week (263 g / week) and a positive acceleration, up to the 36th week, and then a negative one (maximum –127g/week2 in the 42nd week) was observed. Skewness varied between –0.247 (31st week) and 0.129 (38th week), and kurtosis was around 3, from which it can be inferred that the population has a normal distribution. Compared to the score z, the new curves showed a maximum error of 1.53% for the 10 percentile and 1.50% for the 50 percentile. By analyzing the data by trienniums (88-91, 91-93, 94-96 and 97-98) a growing mean BW (3243 ± 539g to 3286 ± 508g; p<0.001) and 10 percentile (2600 to 2690 g, p< 0.001) trend was appreciated. In conclusion: new values of birth weight-for-gestational-age were determined, and a secular increase trend of the mean birth weight (+ 43 g) was observed. Key words: : birth weight, gestational age, newborn
El peso corporal de cada recién nacido (RN) es el resultado de su crecimiento intrauterino desde la concepción hasta el parto. Es variable según su edad gestacional (EG), su potencial genético y la presencia o ausencia de factores de desviación de la normalidad. El enfoque perinatológico actual exige poder evaluar el peso de nacimiento (PN) como adecuado, alto o bajo en relación a la duración de la gestación, para efectuar diagnósticos epidemiológicos, medir el impacto de enfermedades asociadas e interpretar resultados de intervenciones. Existen numerosos estándares de peso para la edad gestacional publicados en el extranjero1-3 pero, sin embargo, en la Argentina hasta la fecha hay solamente dos4-5, de los cuales el último5 ,realizado como el presente en la Maternidad Sardá de Buenos Aires, ha sido incorporado a las normas de atención perinatal argentinas6 . Además se presentan diferencias en estos estándares en cuanto a fuente de los datos (hospital o poblacional), composición de la población, región geográfica, determinación de la edad gestacional y criterios de exclusión. Bajo la hipótesis de que podrían haberse
producido cambios poblacionales con repercusión en el crecimiento
fetal desde la publicación de los estudios anteriores los objetivos
del presente fueron: 1) describir nuevos valores de peso al nacer
para la edad gestacional, por sexo y paridad, ampliando de esta
manera la represen-tatividad
de la muestra;
2) comparar estos nuevos resultados por trienios (1988 a 1999), y 3)
compararlos con un estudio anterior4 Material y método Población La fuente de los datos fueron las Historias Clínicas Perinatales (HCP) almacenadas en la base de datos Agustina (versión 5.1) del Hospital Materno-Infantil Ramón Sardá de Buenos Aires del período 1988-1999 (n = 67 857; cobertura 97%), que utiliza la estructura del Sistema Informático Perinatal del Centro Latinoamericano de Perinatología y Desarrollo Humanos (CLAP/ OPS/ OMS)7. Se decidió adoptar la edad gestacional (EG) por el examen físico (EF) del recién nacido (Test de Capurro)8 debido a su probada validez en la sub-población de pretérminos (EG 24-36 semanas; 8.9 %) de la Maternidad Sardá. Por debajo de la 33ª semana los datos de la EG fueron cuidadosamente revisados para evitar los problemas de incompatibilidad biológica de la relación peso de nacimiento /edad gestacional en los registros; en aquellos casos puntuales de sospecha de error de la EG por examen físico o en aquellas situaciones en que no se aplicaba la distribución normal del Peso de Nacimiento (> 2.5 desvíos estándar de la media) se la reemplazó por la derivada de la fecha de última menstruación (FUM) confiable. Se incluyeron aquellos RN vivos con PN mayor o igual a 500 gramos y edad gestacional mayor o igual a 25 y menor a 43 semanas. Se excluyeron los registros que presentaban las siguientes patologías obstétricas reconocidas universalmente por afectar el crecimiento fetal: embarazo múltiple, hipertensión arterial previa, preeclampsia, eclampsia, diabetes mellitus y anomalías congénitas. La aplicación de estos criterios arrojó una eliminación de 12 151 registros (17.9%) por lo que la población en estudio comprendió 55 706 recién nacidos vivos. Para la distribución del PN según la paridad
y la edad gestacional el
tamaño muestral se redujo a 42 684 debido al escaso número de
casos en las paridades extremas (6 o más); treinta y siete
porciento (n = 16 683) de las mujeres eran primíparas Métodos Al nacer los RN fueron pesados desnudos en una balanza de palanca luego de la sección del cordón umbilical. Las lecturas fueron realizadas hasta los últimos 10 gramos y transcritas en la HCP. Todos los RN fueron examinados por un médico pediatra con entrenamiento neonatológico que incluyó la evaluación de la EG en semanas completas. Para los cálculos se utilizó el programa de computación Persi (incluido en la base Agustina ) que emplea 34 de las 154 variables de la Historia Clínica Perinatal. Se dispuso de los siguientes estadísticos para los intervalos de clase entre las semanas 25ª y 42ª de gestación y para cada población estudiada referentes a su PN: media, desvío y error estándar de la media, intervalo de confianza al 95% de la media, coeficiente de variación, coeficiente de sesgo y curtosis, velocidad (g/sem) y aceleración semanal (g/sem2) y distribución normalizada (Z ). Para cada EG el programa Persi calculó los PN de los percentilos reales 5, 10, 25, 50, 75, 90 y 95. Para suavizar las curvas de peso para la edad gestacional y por el método de los cuadrados mínimos se exploraron modelos polinómicos ponderados de 2º a 5º grados. En base a los R 2 (suma de residuos cuadráticas) se halló el polinomio de 4º grado como el más apropiado (y = a + b1 x + b2 x2 + b3 x3 + b4 x 4). Las bondades del ajuste fueron analizadas por medio del error estándar del ajuste esperado en función de los desvíos cuadráticos entre el dato observado y el interpolado. Los gráficos se generaron en forma automática. El programa Persi permite la comparación entre diferentes poblaciones produciendo gráficos de superposición de resultados que claramente identifican a éstas. Debido a que la población del anterior estudio de la Maternidad Sardá5 está incluída en el presente se utilizó como comparación al publicado por Lejarraga y col.4 realizado en la misma Institución pero que abarca solamente las semanas 35ª a 42ª. Para ello se analizaron por separado los varones (n = 25 265) y las mujeres (n = 24 623) correspondientes a ese intervalo de edad gestacional Resultados La tabla 1 presenta los resultados para las semanas 25ª a 42ª. La variabilidad, como era esperable, fue mayor a menor EG (20.1% en la 30ª semana) debido al menor número de casos, alcanzando a partir de la 31ª semana un valor máximo del 15,8%. El coeficiente de sesgo osciló entre – 0.247 (31ª sem.) y 0.129 (38ª sem.) y el de curtosis alrededor de 3, de lo que se infiere que la población presenta una distribución normal, levemente sesgada y mesocúrtica. La máxima velocidad absoluta interpolada se observó en la 36ª semana (263 g/sem.) mientras que la aceleración interpolada fue positiva hasta la 36ª semana y luego negativa (máximo – 127 g /sem2 en la 42ª sem.) (Fig.1). El ajuste de las curvas, estimado por el R2 , fue de 0.8864 para la velocidad y 0.3699 para la aceleración respectivamente. Comparando el percentilado real con el teórico (analizado por el score z) se apreció un error máximo del 7.54%, 4.64% y 6.44% para los percentilos 10, 25 y 50 respectivamente. En la Figura 2 se presenta el peso de nacimiento para la EG de RN sanos como percentilos 10, 25, 50, 75 y 90 mediante la interpolación polinómica; en cortas gestaciones se aprecian percentilos más estrechos que al final de la distribución. El analisis por sexo redujo significativamente el tamaño muestral en las gestaciones más cortas por lo que se extrajo de la población total en estudio (n = 55 706) otra subpoblación entre la 32ª y 42ª semana de gestación y se la dividió en dos, 23 808 niñas y 27 588 varones. Se observó que desde la 35ª semana en adelante la media del peso de nacimiento de los varones es mayor que el de las niñas, siendo la máxima diferencia del 3.6% (Fig. 3). Los hijos de madres adolescentes (< 17 años) pesaron al nacer significativamente menos que los de las adultas ( 3 195 + 485 vs 3 328 + 560, p< 0.001). La Figura 4 presenta los pesos medios al nacer según la paridad. Se puede apreciar que la curva, con un adecuado ajuste (R2 = 0.9852), es bimodal, siendo el peso medio 3335 g (DS 400) en la paridad 2 a 3 y 3392 g (DS 431) en la paridad 8. El coeficiente de variación osciló alrededor del 12%. Al analizar por trienios (1988-90,1991-93,1994-96 y 1997-99) la evolución de las medias del PN se apreció una tendencia sistemática, creciente (3243 + 539 g a 3286 + 508 g) y estadísticamente significativa ( Tabla 2) . Mientras que el promedio del percentilo 10 mostró un incremento de 90 gramos (2600 g a 2690 g) durante el período observado, el percentilo 90 no mostró diferencias (3900 g). Comparamos nuestras
curvas con las de
Lejarraga y col.4 derivadas
de una muestra de 1401 RN vivos entre 1974 y 1975, cuya edad
gestacional se calculó a partir de la fecha de la última
menstruación “confiable” y que utilizó similares criterios de
exclusión (24.5% de la muestra original). A nivel del percentilo 50
se pudo apreciar, tanto
para varones como para mujeres, un
marcado descenso del PN en
las semanas 35ª ,36ª y 37ª
en el presente estudio (2361 + 319 g
vs 2703 + 388, 2619
+ 311 vs 2980 + 542 y 2932 + 356 vs 3020 +
506 respectivamente para varones) así como un leve incremento a
partir de la 39ª semana para varones y 40ª para mu-jeres. Discusión El peso para la edad gestacional es la variable que más se asocia estadísticamente con todos los eventos perinatales, en especial con aquellos llamados “duros” como la mortalidad perinatal y aún con la post-neonatal 9, 10, además de la reconocida asociación con secuelas alejadas11. Tanto la duración de la gesta como el peso al nacer son datos valiosos para comprender la interacción de los factores responsables del estado de las madres y sus hijos recién nacidos12, 13. El presente estudio que incluyó la población asistida en la Maternidad Sardá de Buenos Aires entre 1988 y 1999 es el más grande de su tipo en describir los patrones del peso de nacimiento relacionados con la duración de la gestación en la Argentina. La información contenida en la base Sardá fue auditada y aprobada por el Centro Latinoamericano de Perinatología y Desarrollo Humano (CLAP/OPS/OMS, Montevideo,Uruguay) en 1998 por lo que se puede confiar en su validez interna. Sin embargo debemos asumir algunas limitaciones del estudio. En primer lugar los datos obtenidos al nacimiento en estudios transversales como el presente no presuponen que reflejen el crecimiento longitudinal de los niños in-útero. Estos percentilos no identifican aquellos RN cuyo crecimiento intrauterino podría haber estado severamente comprometido pero que al nacer pesaron mas del 10º (o 5º) percentilo, puntos de corte habitualmente utilizados para clasificarlos como de “bajo peso para la edad gestacional”14. Un punto crucial es la estimación de la edad gestacional. El método de Capurro8 basado en el examen clínico del RN - en forma similar al score de Dubowitz15 o Ballard16 - es ampliamente utilizado para calcular la EG de los recién nacidos. La exactitud de estos métodos al emplearlos en RN de muy bajo peso (< 1500 gramos) o < 32 semanas de gestación ha sido cuestionado debido a la escasez de dichos RN en los trabajos originales17. Alexander et al.18 estudiando una serie de 4193 embarazos únicos en el que la EG se calculó por ultrasonografía antes de la 20ª semana de gestación, encontró que la estimación de la edad gestacional por el examen clínico resultó en una sobrestimación de la EG en 50% de pretérminos y una subestimación del 75% en los postérminos. Una rigurosa clasificación de la EG basada en el examen del RN depende de cuán cuidadosamente se realiza la evaluación, el criterio usado y el grado en que el examinador puede estar influenciado por los estimadores obstétricos (última fecha menstrual, ultrasonografía). En la Maternidad Sardá este dato es relevante mereciendo una permanente supervisión por parte de los profesionales de mayor experiencia. Además la EG basada exclusivamente en la fecha de la última menstruación puede estar viciada por diversos factores (irregularidad de los ciclos, variaciones de la fase folicular, uso de contraceptivos, etc)19 por lo que existe la posibilidad de clasificar erróneamente a pretérminos así como postérminos20. Generando aún más controversias se conoce que el valor predictivo positivo de la edad gestacional por la FUM (confiable) para el diagnóstico del parto prematuro llega hasta el 77.5% (en poblaciones donde la incidencia alcanza al 8.6%, similar a la del presente estudio) en comparación con la calculada por ultrasonografía precoz21. En la actualidad la ultrasonografía precoz es considerada no solo como el mejor método de estimación de la edad gestacional22, 23 sino que es frecuentemente usada como “patrón de oro”21. Sin embargo estas curvas están basadas en mujeres con embarazos normales, menstuaciones regulares y FUM confiables, lo que elimina la variación individual natural produciendo de esta manera percentilos de peso más bajos para los pretérminos y más elevados en postérminos24; esto podría explicar ,aparte de los criterios de selección utilizados, la estrechez de los percentilos observada en menores tiempos de gestación (Fig. 2). Por consiguiente y hasta que se realicen estudios con suficiente tamaño muestral que contemplen el cálculo de la edad gestacional basado en el registro de la fecha de la concepción u ovulación y ajustada por la heterogeneidad fisiológica, no tendremos un criterio estándar para su estimación. Por último hubo que reducir la población al analizar la distribución por sexo , paridad y al compararlas con las curvas de Lejarraga y col., ya sea por el escaso número de partos en gestaciones tempranas o en paridades extremas. Esto podría ocultar una probable heterogeneidad de la población impidiendo medir el impacto de condiciones como, por ejemplo, el parto prematuro. La estimación de la velocidad del crecimiento logró un buen ajuste (R2 = 0.8864) pudiendo emplearse en la práctica clínica para monitorear el crecimiento intrauterino del caso individual a través de la estimación del peso fetal por ultrasonografía. Así entre la 32ª y 39ª semanas de gestación el incremento medio de peso semanal fue de 200 gramos, similar al calculado por la biometría fetal utilizando la fórmula de Hadlock25, mientras que después de las 39 semanas se observó una desaceleración característica de los embarazos humanos y que no se hace evidente en otros mamíferos26. El mayor peso de los RN de postérmino concuerda con un estudio anterior20 que sugiere que estos RN podrían presentar mayor PN que los de término atribuíble a que ciertos RN son erróneamente clasificados como de mayor edad gestacional debido a retardo en la ovulación. La comparación de los percentilos reales con los teóricos mostró que los errores no superaron el 7.5% y se observaron en las gestaciones más cortas (27ª semana para el percentilo 10, 31ª semana para el 25 y 25ª semana para el 50), de lo que deducimos que las estimaciones del PN por este modelo polinómico son adecuadas. La observación de que cerca del término el PN de los varones es mayor que el de las niñas concuerda con la literatura4, 5, 27, 28 . Dos factores maternos, la edad y la paridad, se correlacionan con mayor peso en el momento del nacimiento29, 30 y, al estar relacionados entre sí, deberían estudiarse en forma conjunta31. Los hijos de madres adolescentes (< 17 años) pesaron al nacer menos que los de las adultas, pudiéndose atribuir el hecho a su estado nutricional32. La multipa-ridad tuvo un fuerte impacto en el crecimiento fetal especialmente al término del embarazo, con niños potencialmente macrosómicos que podrían motivar diversos riesgos obstétricos (desproporción feto-pélvica, distocias de contracción, mayor utilización de ocitócicos y terminación por cesárea, etc). En el estudio de Zhang y col. 28 las diferencias entre primíparas y multíparas (> 2) alcanzó a 100 gramos al término mientras que en el presente llegó a 200 gramos. En forma similar a otras latitudes12 observamos un aumento sistemático y progresivo de los percentilos 10 y 50 pero no así del 90 en el período del estudio, no asociado a cambios en las tendencias del Bajo Peso (PN < 2500 g ), Muy Bajo Peso (PN < 1500 g) o del Parto Prematuro33 . Por otro lado se descarta que el incremento del PN observado se atribuya a errores de medición ya sea durante el registro y /o carga del dato en soporte magnético34 debido al permanente entrenamiento del personal que registra el PN así como a la continua supervisión y monitoreo de las variables clínicas ingresadas a la Base de Datos. Es posible que desde 1988 se hayan producido cambios seculares en el PN no descriptos hasta ahora en la Argentina, imputables a modificaciones en la estructura social de la población que concurre espontáneamente al Hospital Sardá y a actualizaciones en los criterios de atención del embarazo normal y de alto riesgo, siendo el “emergente” de este cambio el peso de nacimiento del producto de la concepción. Así se ha documentado en la población que asiste al Hospital Sardá un progresivo incremento de la instrucción secundaria en las embarazadas jóvenes (25-35 años) en comparación con el total del país (Informe Oficial de la Organización para la Cooperación y el Desarrollo, OMS)35 que podría reflejar una demanda de atención de mujeres con mejor nivel de salud incluyendo el nutricional. Durante el presente estudio el peso medio preconcepcional pasó de 58.6 (± 10.7) kg en 1988 a 59.2 ( ± 10.7) kg en 1998 (p = 0.004) (datos no publicados). Además el incremento del percentilo 10 puede señalar cambios de conducta frente al diagnóstico de “restricción en el crecimiento intrauterino”36 que implican diagnósticos más precoces e interrupciones más frecuentes de los embarazos portadores de esta patología, ilustrado por el aumento de la tasa de cesáreas que pasó del 19.6% al 21.7% (p = 0.004) durante el período del estudio33. De manera similar a los cambios poblacionales mencionados más arriba un riguroso control prenatal de las gestantes portadoras de diabetes gestacional podrían haber contribuído a la disminución de la macrosomía fetal (PN > 4000 g), desde 13.8% en 198837 a 8% en 199838 (p < 0.001), reflejado en la estabilidad del percentilo 90. El estudio anterior de Lejarraga y col.4, aunque metodológicamente válido, difiere con el presente en que la EG se estimó por la FUM (confiable), el cálculo de los percentilos no utilizó el método polinómico y las curvas fueron suavizadas manualmente. Las mujeres que confunden una metrorragia precoz con una menstruación atrasada podrían tener una estimación más baja de la EG de su gravidez y estos fetos presentarían un peso incompatiblemente más elevado en gestaciones tempranas39. Este error sumado a las diferencias en el tamaño muestral , criterios de exclusión más exigentes (25%) y al ya comentado cambio en las prácticas obstétricas en el lapso de 14 años (1974-1988) entre ambos estudios podrían explicar las diferencias halladas, especialmente los mayores pesos en las EG más tempranas. En el presente estudio que actualiza las curvas del peso al nacimiento de acuerdo a la edad gestacional de una población representativa de la ciudad de Buenos Aires y el primer cordón del conurbano bonaerense se comprobó un aumento sistemático del PN a través del período analizado (12 años). Agradecimientos: Al Dr Horacio Lejarraga
y la Dra. Elvira
Calvo por sus valiosas
sugerencias. Bibliografía 1. Brenner WE, Edelman DA, Hendricks CH. A standard of fetal growth for the United States of America. Am J Obstet Gynecol 1976; 126: 555-64. 2. Lubchenco LO, Hansman C, Dressler M, Boyd E. Intrauterine growth as estimated from liveborn birth-weight data at 24 to 42 weeks of gestation. Pediatrics 1963; 32: 793-800. 3. Williams RL, Creasy RK, Cunningham GC, Hawes WE, Norris FD, Tashiro M . Fetal growth and prenatal viability in California. Obstet Gynecol 1982; 59: 624-32. 4. Lejarraga H, Díaz Ballvé C, Guerra A. Estudio antropométrico de 1401 Recién Nacidos sanos del área urbana de Buenos Aires. Rev Hosp Niños 1976; 8: 9-21. 5. San Pedro M, Larguía M, Grandi C et al. Estudio del peso de nacimiento en 30249 recién nacidos de una maternidad pública del área urbana de Buenos Aires. Arch Arg Pediatr 1994; 92: 259-70. 6. República Argentina. Min Salud y Acción Social. Dir Maternidad e Infancia. Propuesta Normativa Perinatal. Tomo II. Cap. V. 1993, p 137-65. 7. Centro Latinoamericano de Perinatología y Desarrollo Humanos (CLAP, OPS/ OMS). Sistema Informático Perinatal. Public Científ No. 1203 . Montevideo, Uruguay, 1990. 8. Centro Latinoamericano de Perinatología y Desarrollo Humanos (CLAP, OPS/ OMS). Tecnologías Perinatales. Public Científ No. 1202. Montevideo, Uruguay, 1990. 9. Grandi C, Larguía AM. Mortalidad Neonatal. En: AM Larguía y col. (eds). Neonatología. Buenos Aires, Ergon, 1982, p 122-46. 10. Sarasqueta P, Basso G. Mortalidad Postneonatal en la ciudad de Buenos Aires en 1987. Arch Arg Pediatr 1988; 86: 327-33. 11. Allen MC. An overview of Long-term outcome. In: Witter FR, Keith LG (eds). Textbook of Prematurity. 1st ed, Boston: Little, Brown & Company, 1993, p 371-83. 12. Puffer RR, Serrano CV. Preparación de informes completos y comparables sobre el peso al nacer de nacidos vivos. En: Características del Peso al Nacer. OPS/OMS (eds). Public Cientif No. 504, p 74-7. Washington,USA, 1987. 13. Keen DV, Peerse RG. Intrauterine Growth Curves: Problems and limitations. Acta Paediatr Scand 1985; Suppl, 319: 52-4. 14. Mohide P, Grant A. Evaluating diagnosis and screening during pregnancy and chidlbirth. In: Chalmers I (eds). Effective Care in Pregnancy and Childbirth. Oxford, Oxford University Press, 1993, p 66-80. 15. Dubowitz L, Dubowitz V, Goldberg C. Clinical assessment of fetal gestational age in the newborn infant. J Pediatr 1970; 77: 1-10. 16. Ballard Jl, Khoury JC, Wedig K ,Wang L, Eilers-Walsman BL. New Ballard score, expanded to include extremely premature infants. J Pediatr 1991; 119: 417-23. 17. Spinnato JA, Sibai BM, Shaver DC, Anderson G. Inaccuracy of Dubowitz gestational age in low birth weight infants. Obstet Gynecol 1984; 63: 491-5. 18. Alexander GR, de Caunes F, Hulsey TC, Tompkins ME, Allen M. Validity of postnatal assessments of gestational age: A comparison of the method of Ballard et al. and early ultrasonography. Am J Obstet Gynecol 1992; 166: 891-5. 19. Fraser IS, Wiesberg E. Fertility following discontinuation of different methods of fertility control. Contraception 1982; 26: 389-415. 20. McLean FH, Boyd ME, Usher RH, Kramer MS. Postterm infants: Too big or to small? Am J Obstet Gynecol 1991; 164: 619-24. 21. Kramer MS, McLean FH, Boyd ME, Usher RH. The validity of gestational age estimations by menstrual dating in term, preterm, and posterm gestations. JAMA 1988; 260: 3306-8. 22. Dombrowski MP, Wolfe HM, Brans YW, Saleh AA, Sokol RJ. Neonatal morphometry: Relation to obstetric, pediatric and menstrual estimates of gestational age. Am J Dis Child 1992; 146: 852-6. 23. Rowlands S, Royston P. Estimated date of delivery from last menstrual period and ultrasound scan: Which is more accurate? Br J Gen Pract 1993; 43: 322-5. 24. Goldenberg RL, Davis RO, Cutter GR, Hoffman HJ, Brumfield CG, Foster JM. Prematurity, postdates, and growth retardation: The influence of use of ultrasonography on reported gestational age. Am J Obstet Gynecol 1989; 160; 462-70. 25. Hadlock FP, Harrist RB, Martínez-Poyer J. In utero analisys of fetal growth: A sonographic weight standard. Radiology 1991; 181: 129-33. 26. Lin Chin-Chu, Santolaya-Fargas J. Current concepts of fetal growth restrictions. Obstet Gynecol 1998;92: 1044-5. 27. Karlberg P, Niklason A, Ericson A, Fryer JG, Hunt RG, Lawrence CJ et al. A methodology for evaluating size at birth. Acta Paediatr Scand 1985; 319(Suppl): 26-37. 28. Zhang J, Bowes W. Birth-Weight-for-Gestational-Age Patterns by Race, Sex, and Parity in the United States Population. Obstet Gynecol 1995; 86: 200-8. 29. Thorsdottir I, Birgisdotir BE. Different weight gain in women of normal weight before pregnancy: Postpartum weight and birth weight. Obstet Gynecol 1998; 92: 377-83. 30. Seidman DS, Ever-Hadani P, Gale R. The effect of maternal gain in pegnancy on birth weight. Obstet Gynecol 1989; 74: 240-6. 31. Lejarraga H. Crecimiento Prenatal. Rev Hosp It Bs As 1982; 2: 7-31. 32. Bolzán A,Guimarey L, Norry M. Relación entre el estado nutricional de embarazadas adolescentes y el crecimiento fetal. Medicina (Buenos Aires) 1999; 59: 254-8. 33. Grandi C,Penzotti A, Larguía AM, Simini F, Chiesa M,Ballicora A et al. Diez años de registros continuos con el Sistema Informático Perinatal. Rev Hosp Mat Inf Ramón Sardá 1998; 17: 110-20. 34. Villar
J, Kestler E, Pareja G. Measurement error in clinical perinatal
data. Am J Obstet
Gynecol 1989;160: 380-2. 35. Etcheverry
GJ. La tragedia educativa. Buenos Aires, Fondo de Cultura Económica,
1999. 36. Goldenberg RL. Iver SV. Small for gestational age and intrauterine growth restriction: definitions and standards. Clin Obst Gynecol 1997; 40: 704-6. 37. Grandi C, Larguía M. Diagnóstico de Situación Perinatal 1988. Rev Hosp Mat Inf Ramón Sardá 1992; 11: 4-36. 38. Grandi C,Penzotti A, Larguía AM,Rittler M. Estadísticas 1998 del Hospital Materno-Infantil Ramón Sardá. Rev Hosp Mat Inf Ramón Sardá 1999;18: 113-32. 39. Wilcox AJ, Skjaerven R. Birth weight and prenatal mortality: The effect of gestational age. Am J Public Health 1992; 82: 378-82. Fig. 4.– Peso medio al nacer por paridad (Sardá 1988 – 1999) TABLA 1.– Percentilos de peso al nacer según la edad gestacional mediante interpolación polinómica en 55 706 recién nacidos vivos sanos (Sardá 1988 -1999) Edad gestacional No. % Media DS CV PER5 PER10 PER25 PER50 PER75 PER90 PER95
(semanas)
(g)
(%) 25 27 0.07 748.1 125.7 16.8 550 580 640 700 850 920 950 26 51 0.03 847.8 122.1 14.4 650 680 740 830 940 980 1050 27 39 0.07 934.6 138.7 14.8 700 700 820 900 1000 1120 1150 28 88 0.03 1050.7 194.9 18.5 700 760 940 1030 1200 1280 1340 29 85 0.10 1116.7 186.9 16.7 800 880 970 1100 1280 1350 1380 30 95 0.10 1310.0 263.4 20.1 900 970 1100 1280 1500 1600 1760 31 75 0.07 1446.8 202.0 13.9 1140 1170 1250 1450 1600 1680 1780 32 216 0.13 1645.6 259.2 15.7 1200 1300 1460 1650 1830 1970 2040 33 238 0.10 1844.7 275.9 14.9 1380 1500 1650 1830 2030 2200 2300 34 436 0.30 2075.2 305.3 14.7 1560 1700 1880 2080 2270 2480 2550 35 836 0.50 2327.0 308.8 13.2 1810 1940 2100 2330 2550 2700 2820 36 1559 2.51 2593.7 317.0 12.2 2080 2190 2400 2590 2820 3000 3100 37 3688 5.28 2894.7 348.4 12.0 2320 2450 2650 2900 3120 3350 3490 38 9526 15.68 3146.8 360.3 11.4 2570 2700 2900 3120 3400 3630 3770 39 15546 29.89 3316.2 358.1 10.8 2740 2870 3050 3300 3560 3800 3930 40 16376 33.20 3478.3 385.0 11.0 2850 3000 3200 3470 3750 4000 4130 41 5811 10.53 3592.2 423.3 11.7 2900 3050 3300 3600 3900 4150 4300 42 1001 1.40 3598.2 477.5 13.7 2800 3000 3250 3600 3940 4220 4380 DS: Desviación Estándar Per: Percentilo CV: Coeficiente de variación TABLA 2.– Peso medio al nacer por trienios (1988-90, 1991-93, 1994-96 y 1997-99) en 55 706 recién nacidos vivos sanos (Sardá 1988-1999) Año Casos (n) Media (g) Int. Conf.95% DS ES Diferencia p Peso (g)* (t,2 colas) 88-90 14350 3243 3234-3252 539.4 4.50 —— —— 91-93 15918 3258 3250-3266 516.3 4.09 15 0.04460 94-96 17231 3280 3272-3288 512.4 3.90 22 <0.00001 97-99 8185 3286 3274-3297 508.8 5.62 6 <0.00001 * Referencia: 1988-90 DS: Desviación Estándar ER: Error Estándar Fig. 1.– Velocidad y aceleración medias del crecimiento intrauterino mediante interpolación polinómica en 55 706 recién nacidos vivos sanos (Sardá 1988 – 1999)
Fig. 2.– Percentilos de peso al nacer según la edad gestacional mediante interpolación polinómica en 55 706 recién nacidos vivos sanos (Sardá 1988 – 1999) Fig. 3.– Comparación por sexos del peso medio al nacer en 51 396 recién nacidos vivos sanos (Sardá 1988 – 1999) La Antigüedad Grecia. En la alta antigüedad, los Dioses regían la vida de los hombres. El primer «médico» sería Esculapio, hijo de Apolo, nacido en Epidauro cerca de 1260 antes de J.C. El curaba por la palabra, las hierbas y el cuchillo. El período que se extiende entre los siglos VIII a V antes de J.C., es el de los santuarios donde los sacerdotes de Esculapio ejercían la medicina. Así se formaron las escuelas de Cos, Cnida y Rodas. Hipócrates (460-377 antes J.C.), creador de la medicina clínica, sienta las bases de la ética médica. Su obra, «Corpus Hippocraticum», ha llegado hasta nosotros a través de los escritos en lengua árabe. La Edad Media Los textos médicos antiguos se conservan y estudian en los monasterios. Los médicos son reclutados entre los letrados y los clérigos. Hasta el siglo XV, el médico es obligado al celibato. Con la propagación del Evangelio, el sentido cristiano de la caridad se aplica a los cuidados al prójimo. La plegaria se asocia a las medicaciones para curar el mal. En esta época, el médico es el «mirador», aquel que observa las orinas (acto esencial en la Edad Media para establecer un diagnóstico) y la mujer médica es la «miradora». La cofradía de los cirujanos de San Cosme es fundada por Jean Pitard, cirujano de San Luis. Sus miembros usan la toga larga, mientras que los cirujanos de toga corta son los simples «barberos» (que sólo curan heridas, chichones y jorobas). Musée d’histoire de la Médecine. Petit guide
du visiteur. Université René Descartes, Paris, 1999, pp 5-7 - - - - L’antiquité La Grèce. Dans la haute antiquité, les Dieux régissaient la vie des hommes. Le premier «médecin» serait Asklépios, fils d’Apollon, né a Epidaure vers 1260 av. J.C. Il soignait par la parole, les simples (herbes) et le couteau. La période qui s’étend du VIIIème au
Vème siècle av. J.C. est celle des sanctuaires ou les prêtres
d’Asklépios exercent la médecine. Les écoles de Cos, Cnide et
Rhodes se forment alors. Hippocrate (460-377 av. J.C.), créateur de la médecine clinique, pose les bases de l’éthique médicale. Son oeuvre «Corpus Hippocraticum» est parvenue jusqu’à nous par des écrits en langue arabe. Le Moyen-Age Dans les monastères sont conservés et étudiés
les textes médicaux antiques. Les médecins sont recrutés parmi
les lettrés et les clercs. Jusqu’au XVème siècle, le médecin
est astreint au célibat. Avec la propagation de l’Evangile, le
sens chrétien de la charité passe par le soin du prochain. La prière
est associée aux médictions pour guérir le mal. A cette époque, le médecin est le «mire»,
celui qui regarde les urines (acte essentiel depuis le Moyen-Age,
pour établir le diagnostic) et la femme médecin, la «miresse». La confrérie des chirurgiens de Saint Come est
fondée par jean Pitard, chirurgien de Saint Louis. Ils portent la
robe longue, alors que les chirurgiens de robe courte sont des
simples «barbiers» (qui ne soignent que les plaies et les bosses).
Recibido: 18-I-2000 Aceptado:
4-IX-2000 Dirección
Postal: Dr. Carlos Grandi,
Cabello 3150, 1425 Buenos
Aires, Argentina Fax:
(54-11) 4802-3048
e-mail: cgrandi@intramed.net.ar
|
|||||||