Verschillen de geboortegewichten van vroeger en nu?
Open

Onderzoek
20-05-1990
F.J. Voorhorst, J.I. Puyenbroek, E.A. Robertson, P.D. Bezemer en P.H.J. Kurver

Onderzocht werd een deel van de 39.463 pasgeborenen die in vier Amsterdamse ziekenhuizen van 1972-1982 à terme geboren werden. De bewerking kwam in vele opzichten overeen met die welke Kloosterman toepaste bij de samenstelling van de zogenaamde ‘Amsterdamse groeicurven’ uit baringen van 1931-1967. De naar geslacht, orde van geboorte en zwangerschapsduur onderscheiden percentielen in de 36e tot en met de 43e zwangerschapsweek kwamen sterk overeen met die van de ‘Amsterdamse groeicurven’. De gemiddelden verschilden 48,5 g ten gunste van de ‘Amsterdamse groeicurven’ bij een geschatte nauwkeurigheid van 50 g van het genoteerde geboortegewicht. Op grond van het voorgaande zijn er geen redenen aan te nemen dat het geboortegewicht de laatste kwart eeuw veranderd is. De zogenaamde Amsterdamse groeicurven kunnen daarom nog steeds gelden als referentiekader voor het aangeven van geboortegewichtspercentielen.

Inleiding

INLEIDING

De enige in Nederland beschikbare standaardcurven van geboortegewichten naar zwangerschapsduur zijn samengesteld door Kloosterman.1 Deze bij transversaal onderzoek verkregen gegevens werden door Kloosterman ‘groeicurven’ genoemd.2 Zij geven evenwel geen groei aan. Het betreffen eindpunten van intra-uteriene groei als referentiekader voor het aangeven van geboortegewichtspercentielen. Deze curven zijn ontleend aan de geboortegewichten van kinderen die in de Universiteitsvrouwenkliniek en de Vroedvrouwenschool, beide te Amsterdam, tussen 1931 en 1967 geboren werden. Zij beslaan een periode met veranderende welvaart en medische mogelijkheden. De vraag is in hoeverre deze curven nog steeds geldig zijn. Er zijn geen aanwijzingen dat het gemiddelde geboortegewicht in Europa de laatste eeuwen veel veranderd is, ondanks de verbeteringen in de medische zorg en sociale omstandigheden.3 De zwangerschapsduur wordt eveneens, sinds Hippocrates onveranderd, op gemiddeld 280 dagen na de laatste menstruatie geschat.4

Wij hebben in Amsterdam een nieuwe steekproef genomen uit de bevallingen die net als bij Kloosterman geleid werden door vroedvrouwen, assistent-geneeskundigen en gynaecologen. Als de verdelingsvrij bepaalde percentielen in deze steekproef zich niet onderscheiden van die van Kloosterman, zijn de ‘Amsterdamse groeicurven’ nog steeds geldig als referentiekader voor de gewichten van kinderen die in Amsterdam geboren worden.

PATIËNTEN EN METHODEN

Uitgegaan werd van alle baringen (n = 39.463) die in de periode 1972-1982 plaatsvonden in het Academisch Ziekenhuis Vrije Universiteit, het Onze Lieve Vrouwe Gasthuis, het Sint Lucas Ziekenhuis en het Slotervaartziekenhuis en die bovendien geregistreerd waren in de Gemeenschappelijk Verloskundige Registratie (GVR).5

Ten einde een indruk te krijgen van de nauwkeurigheid van de notatie (‘digit preference’) werd een deel van deze ruwe steekproef, namelijk de geboortegewichten bij een zwangerschapsduur van 271-290 dagen (n = 17.157) ingedeeld naar het vóórkomen van de laatste twee cijfers van het genoteerde geboortegewicht. In deze naar zwangerschapsduur beperkte steekproef werden verder de gemiddelden, het 5e en het 50e percentiel per onderzoeksjaar (1972-1981) berekend om een indruk te verkrijgen van de eventuele verschuivingen in de geboortegewichten over de jaren.

In het verdere onderzoek werden de percentielen geschat bij kinderen die bij een bekende zwangerschapsduur uit klaarblijkelijk gezonde Kaukasische vrouwen geboren waren. Opnieuw werd uitgegaan van de ruwe steekproef van 39.463 baringen. De belangrijkste uitsluitingsgronden waren baringen van allochtone vrouwen (24,9) en die waarvan de zwangerschapsduur onvoldoende zeker vaststond (31,5). Dit laatste hield in dat de zwangere aangegeven had dat zij voor de zwangerschap niet regelmatig menstrueerde (26-32 dagen) of dat zij niet meer zeker was van de dag van de laatste menstruatie. Bovendien werden kinderen van moeders met evidente aandoeningen, die afwijkingen van de normale biologische variabiliteit zouden kunnen veroorzaken, uitgesloten (tabel 1). Deze wijze van uitsluiten werd ook toegepast bij de constructie van standaardcurven voor de Verenigde Staten.6 De kinderen (n = 15.877) werden onderscheiden in 4 groepen ingedeeld naar geslacht en naar orde van geboorte (eerst- of latergeborenen). De zwangerschapsweken werden in navolging van Kloosterman zodanig gedefinieerd dat bijvoorbeeld de 40e week overeenkomt met 277-283 dagen na het begin van de laatste menstruatie. Hierbij dient te worden opgemerkt dat de thans gangbare definities het gebruik van volledige zwangerschapsweken voorschrijven. De volledige reeks percentielen (2, 3, 5, 10, 25, 50, 75, 90, 95 en 97,7) werd bepaald van de 36e tot de 43e week omdat het aantal waarnemingen buiten deze periode te gering was om percentielen met voldoende nauwkeurigheid te schatten.

Voor de gemiddelden, de 10e en de 90e percentielen werden de correlaties bepaald met de overeenkomende waarden uit de ‘Amsterdamse groeicurven’.1 Verder werd met een multipele regressieanalyse nagegaan of, gestandaardiseerd voor geslacht en orde van geboorte de helling van de regressielijn met het geboortegewicht als afhankelijke variabele van de zwangerschapsduur, verschilde van de helling van de regressielijn verkregen uit de overeenkomstige waarden uit de ‘Amsterdamse groeicurven’. Indien dit niet het geval was werd de waarde van de gemeenschappelijke helling en de afstand tussen beide regressielijnen bepaald. (Dit betrof achtereenvolgens het gemiddelde, het 5e, het 50e en het 95e percentiel).

RESULTATEN

Een derde (32,4) van de 17.157 geboortegewichten eindigden op een 50 of 100. Het verschil met de verwachting, 10 per tiental, zou het gevolg kunnen zijn van afrondingen van nabij gelegen tientallen. Samen met de andere ongestandaardiseerde meetcondities (variaties in de vulling van de blaas of maag, het tijdstip van afnavelen, etc.) schatten we de maximale weegfout op 50 g.

Tabel 2 geeft naar geslacht en naar orde van geboorte in de even jaren het gemiddelde, het 5e en het 50e percentiel van geboortegewichten met een zwangerschapsduur van 271 tot en met 290 dagen. De omvang van de 40 steekproeven (even en oneven jaren) liep uiteen van 161 tot 386. De jaarlijkse variatie in het gemiddelde geboortegewicht bedroeg hoogstens 120 g, in de mediaan 140 g en in de 5e percentiel 240 g. De hoogste en laagste waarden hiervan werden niet in de zelfde jaren gemeten. De variatie van jaar tot jaar in deze waarden was onafhankelijk van de indeling naar geslacht of orde van geboorte.

Een systematische verandering van het geboortegewicht was in deze 10 jaar niet vast te stellen. Derhalve waren er geen bezwaren om de onderscheiden jaren als een enkele steekproef te beschouwen. In het verdere onderzoek werden alleen de geselecteerde 15.877 bevallingen van de 36e tot en met de 43e zwangerschapsweek betrokken. (Het aantal waarnemingen in de ‘Amsterdamse groeicurven’ in dezelfde periode bedroeg 15.421 met een maximum van 500 per week.)

Tabel 3 geeft naar geslacht en orde van geboorte per zwangerschapsweek het aantal, het gemiddelde en de percentielen van de 36e tot en met de 43e zwangerschapsweek. De gemiddelden in deze 32 groepen hingen sterk samen met de overeenkomstige waarden uit de ‘Amsterdamse groeicurven’ (r = 0,983). Analoge resultaten werden verkregen voor het 10e en het 90e percentiel in deze 32 groepen (respectievelijk: r = 0,977 en r = 0,989).

Het gemiddelde geboortegewicht hing samen met de termijn (r = 0,916). Analoge resultaten werden verkregen voor het 5e (r = 0,908), het 50e (r = 0,920) en het 95e (r = 0,907) percentiel.

De gestandaardiseerde helling van de regressielijnen (met het gemiddelde geboortegewicht als afhankelijke variabele van de termijn) week in onze steekproef niet af van die in de ‘Amsterdamse groeicurven’ (t-toets, t = 0,484). Analoge resultaten werden verkregen bij toetsing van het 5e (t = 0,532), het 50e (t = 0,040) en het 95e (t = 1,586) percentiel.

Het verschil tussen beide regressielijnen (gemiddelde gewicht op termijn) was 48,5 g ten gunste van de ‘Amsterdamse groeicurve’ maar niet significant (t = 1,394). Dit gold eveneens voor het 5e (-16,2 g, t = 0,484), het 50e (66,9 g, t = 1,988) en het 95e (55,0 g, t = 1,476) percentiel.

BESCHOUWING

De hier gepresenteerde tabellen kunnen net als die van de ‘Amsterdamse groeicurven’ beschouwd worden als samenvattende beschrijvingen van de populatie waaruit ze verkregen zijn. De statistische samenhang tussen de tabellen is zo groot dat, indien de tabellen representatief voor de populaties zijn, we mogen aannemen dat ook de moederpopulaties overeenkomen. De aanwezige verschillen zouden dan te wijten zijn aan steekproefvariabiliteit en niet aan de al dan niet zichtbare selectie bij het verzamelen van de steekproeven. De omvang van beide steekproeven maakt dat de nauwkeurigheid van de getabelleerde (punt)schattingen vergelijkbaar zijn.

Bjerkedal et al. geven naast de percentielen en het geboortegewicht (puntschatting) de betrouwbaarheidsintervallen van de percentielen die aan het betreffende gewicht toegeschreven kunnen worden.7 Omgekeerd kan een voorspellingsinterval gegeven worden van gewichten die nog bij een percentiel kunnen behoren. Er zijn geen biologische redenen aanwezig dat de (percentiel)curve, die door deze trajecten getrokken kan worden, niet vloeiend zou verlopen. De door Kloosterman met de hand getrokken lijnen vallen waarschijnlijk met vele andere binnen deze trajecten. Hoe groter de steekproef des te kleiner zijn de betrouwbaarheidstrajecten. Kloosterman hield voor zijn berekeningen een maximum van 500 geboorten per week aan. Bij deze steekproefomvang zijn de trajecten waarbinnen het 2,3e en het 5e percentiel vallen niet volledig gescheiden. De binnen- en buitengrenzen van het 5e percentiel vallen met een 95-betrouwbaarheid binnen een traject dat gevormd wordt door de 17e en de 34e waarneming. De binnen- en buitengrenzen van het 2,3e percentiel vallen binnen een traject dat gevormd wordt door de 7e en de 19e waarneming.8 De beste schattingen om de percentielen van te kleine kinderen te bepalen zijn kennelijk niet erg nauwkeurig. Dit geldt zowel voor de ‘Amsterdamse groeicurven’ als voor de hier gepresenteerde tabellen. Deze laatste kunnen de ‘Amsterdamse groeicurven’ dan ook niet vervangen.

We zijn ons ervan bewust dat de in- en uitsluitingscriteria van onze steekproef en die van Kloosterman verschillen. Dit maakt een vergelijking ongeldig indien hierdoor speciaal zware of lichte kinderen uitgekozen zouden worden. Dit is onzes inziens niet het geval. Wij hebben enkel Kaukasische vrouwen geselecteerd. Dit was nodig omdat in de bestudeerde populatie etnisch gebonden verschillen beschreven zijn.9 Deze beperking, die 24,9 van de populatie uitsloot, vermindert het verschil met de steekproef van Kloosterman waarin < 1 allochtonen aanwezig was.

De eis van zekerheid omtrent de zwangerschapsduur sluit een belangrijke subpopulatie (31,5) uit. Kloosterman heeft deze eis ook gesteld, maar zijn percentage uitsluitingen (8) en de periode van de amenorroe (tot de 47e week) doen vermoeden dat dit criterium door hem minder stringent toegepast is. Deze met de nauwkeurigheid samenhangende selectie beïnvloedt de spreiding (standaarddeviatie) van de waarnemingen en is als zodanig niet gericht. Een systematische afwijking is hierdoor niet te verwachten.

Het veelvuldig ingrijpen in de natuurlijke historie van de zwangerschap leidt ertoe dat een ongeselecteerde steekproef niet meer representatief zou kunnen zijn voor de natuurlijke historie van de mens. Om hieraan tegemoet te komen werden gevallen met ernstige ziekteverschijnselen en die met duidelijk menselijk ingrijpen (inleiding van de baring en keizersnede) buiten de selectie gelaten. Alhoewel te verwachten is dat het uitsluiten van ziekteverschijnselen in de staarten van de populatie vertekening geeft, hingen de geteste 10e en 90e percentielen van de twee populaties even goed samen als de gemiddelden.

Ondanks de grote verschillen in sociale omstandigheden (de mindere welvaart en de oorlogsjaren in de oudste steekproef) lag het gemiddelde verschil tussen beide steekproeven (48,5 g) in de orde van de maximale meetfout (50 g) ten gunste van de oudste. Het verschil is klein, tegengesteld met de verwachting en valt binnen 2 maal de standaardafwijking van de jaargemiddelden.

Uit dit onderzoek concluderen wij dat de verschillen tussen de twee steekproeven gevoegelijk kunnen worden toegeschreven aan steekproefvariabiliteit. De ‘Amsterdamse groeicurven’ gelden daarom nog steeds als een goed referentiekader voor het aangeven van geboortegewichtspercentielen.

Dank is verschuldigd aan allen die bij de zorg voor de bevallingen betrokken waren en nauwgezet de gegevens hebben geregistreerd waardoor dit onderzoek mogelijk was. Verder danken wij de medewerkers van de betrokken afdelingen die via dr.A.van Enk (gynaecoloog, Slotervaartziekenhuis) en dr.W.J.Honnebier (gynaecoloog, Sint Lucas Ziekenhuis) toestemming verleenden gebruik te maken van hun data.

Het onderzoek werd uitgevoerd in het kader van een Project (28-1204) gesteund door het Praeventiefonds.

Literatuur

  1. Kloosterman GJ. On intrauterine growth. Int J GynaecolObstet 1970; 8:895-912.

  2. Kloosterman GJ. Epidemiology of postmaturity. In: KeirseMJNC, Anderson ABM, Bennebroek Gravenhorst J, eds. Human parturition.Boerhaave Series Vol. 15. The Hague: Leiden University Press, 1979:247-61.

  3. Thomson AM. Fetal growth and size at birth. In: Barron SL,Thomson AM, eds. Obstetrical epidemiology. London: Academic Press, 1983:89-142.

  4. Döring GK. Physiologie der Schwangerschaft und Fetus.In: Schwalm H, Döderlein G. Klinik der Frauenheilkunde und Geburtshilfe.München: Urban & Schwarzenberg, 1965: 24.

  5. Hemel OJS van. An obstetrical data-base. Human factors,design and reliability. Amsterdam: Vrije Universiteit, 1977. Proefschrift.Voorschoten: VAM, 1977.

  6. Brenner WE, Edelman DA, Hendricks CH. A standard of foetalgrowth for the United States of America. Am J Obstet Gynecol 1976; 126:555-64.

  7. Bjerkedal T, Bakketeig L, Lehman EH. Percentiles of birthweights of single, live births at different gestation periods. Acta PaediatrScand 1973; 62: 449-57.

  8. Rümke ChrL, Bezemer PD. Methoden voor de bepaling vannormale waarden. I. Algemene beschouwingen en beschrijving van enkelegangbare procedures, II. Nieuwe methoden.Ned Tijdschr Geneeskd 1972; 116:1224-30,1559-68.

  9. Doornbos JPR, Nordbeck HJ. Perinatal mortality. Obstetricfactors in a community of mixed origin in Amsterdam. Amsterdam: Universiteitvan Amsterdam, 1985. Proefschrift. Dordrecht: ICG Printing,1985.