Окружность головы у детей: Окружность головы мальчиков

Содержание

Окружность головы новорождённого ребёнка | Педиатрия и Неонатология

Окружность головы — один из первых показателей, который измеряется при рождении ребёнка и на протяжении первых месяцев и лет его жизни в дальнейшем.

Зачем измерять?

Окружность головы — показатель, который косвенно позволяет судить об объёме головного мозга, количестве ликвора (спинномозговой жидкости) и состоянии мягкий тканей головы ребёнка.

Регулярное измерение окружности головы позволяет судить о росте головы и, вероятно, о росте головного мозга ребёнка.

Окружность головы — это суррогатный / опосредованный показатель.

При рождении показатель даёт информацию о соответствии размера головы гестационному возрасту. Например, в случае наличия задержки внутриутробного развития, измерение помогает отличить симметричную форму задержки внутриутробного развития ЗВУР (пропорционально маленький ребёнок) от асимметричной (малая окружность живота, но нормальная окружность головы и, вероятно, нормальный объём мозга) [1].

Как измерять?

Окружность головы измеряется при помощи бумажной или металлической сантиметровой ленты. Лента накладывается чуть выше бровей — по надбровным дугам — над ушами и по затылочному бугру [2].

При одномоментном измерении рекомендуется измерять окружность головы трижды и за истинное измерение принимать наибольшее значение [3].

Измерение окружности головы нежелательно проводить, используя пластиковую или тканевую ленту (или ту, которая растягивается), так как это может привести к неточности измерений.

Норма окружности головы

У здорового доношенного новорождённого ребёнка окружность головы в среднем составляет: 33.1—35.8 см у мальчиков и 32.7—35.8 см у девочек с допустимой вариативностью 32—38 см [4—6].

В первые дни после рождения — максимально на 3 день — окружность головы может немного уменьшаться — на 2—3% от значения при рождении. Это связано со спаданием отёка мягких тканей (родовой опухоли), нахождением черепных швов и уменьшением количества воды во внутричерепном пространстве [7]. Уменьшение объёма головы совпадает с физиологической убылью массы тела и натрийурезом.

Для более объективной оценки и интерпретации полученных результатов — соответствия возрасту, весу и длине тела — измерения желательно наносить на шкалы/графики роста, составленные ВОЗ. Подробнее в статье «Таблицы для оценки роста у новорождённых и грудных детей».

Отклонения

Микроцефалия диагностируется при отклонениях размера более чем на 2 стандартных отклонения (—2SD) или ниже 3 перцентиля.

Макроцефалия — при отклонениях размера более чем на 2 стандартных отклонения (+2SD) или выше 97 перцентиля [5].

Рост головы у новорождённых

Для оценки роста головы рекомендуется проводить регулярные измерения — 1 раз в неделю (или чаще при показаниях) [8—10], после выписки — при каждом профилактическом осмотре педиатра в течение первых двух-трёх лет жизни [2,3,5,11].

У здорового ребёнка окружность головы увеличивается на 7.5 см в течение первого года жизни. Остальная прибавка в 7.5 см происходит в течение последующих 16 лет [12].

Динамику роста головы ребёнка (как и других показателей) желательно оценивать, используя шкалы/графики роста, составленные ВОЗ. Использование каких-либо других таблиц может привести к некорректной интерпретации результатов. В научной литературе существует немало исследований, посвящённых определению нормы роста головы у новорождённых детей. Однако во многих из них допущены методологические ошибки, которые ограничивают применение полученных результатов на практике (вот почему разные таблицы часто содержат разные данные).

Паттерн роста головы у новорождённых

Рост головы у доношенных и недоношенных новорождённых зависит от состояния здоровья. При наличии заболеваний рост замедляется, при выздоровлении — ускоряется, догоняя свою норму [9].

Нормальный паттерн роста головы (и роста в целом) у здорового доношенного ребёнка соответствует кривой роста на шкале ВОЗ в промежутке между ±2 стандартных отклонений (±2SD).

Нормальный паттерн роста головы недоношенного ребёнка неизвестен. Применяемые шкалы для оценки показателей (Fenton, Olsen и др.) получены на основании измерений у детей разного срока гестации, а не на основании регулярного наблюдения за ростом здоровых недоношенных детей (таких детей просто нет, так как состояние недоношенности не является физиологичным).

На основании наблюдений известно, что у большинства недоношенных детей рост головы при рождении несколько замедляется (средняя прибавка окружности головы составляет 0,5 см на первой неделе жизни), потом ускоряется (средняя прибавка окружности головы составляет 0.75 см на второй неделе жизни и 1.0 см не третьей), догоняя свою индивидуальную норму. Средний рост головы у недоношенных детей составляет 0,67—1,12 см/нед [9,13].

Недоношенные дети обычно догоняют по росту головы своих доношенных сверстников, но дети менее 1000 г при рождении и дети, малые к сроку гестации могут и не догнать даже к 2 годам скорректированного возраста [7].

Подробнее о других показателях роста — весе, длине тела, окружности груди — в статье «Показатели роста новорождённого ребёнка».

Центильные таблицы и кривые массы, длины тела и окружности головы для новорожденных детей из двоен, адаптированные для Европейского Севера России Текст научной статьи по специальности «Прочие медицинские науки»

УДК [616-053.31:618.252:618.291](470.1/.2)

ЦЕНТИЛЬНЫЕ ТАБЛИЦЫ И КРИВЫЕ МАССЫ, ДЛИНЫ ТЕЛА И ОКРУЖНОСТИ ГОЛОВЫ ДЛЯ НОВОРОЖДЕННЫХ ДЕТЕЙ ИЗ ДВОЕН, АДАПТИРОВАННЫЕ ДЛЯ ЕВРОПЕЙСКОГО СЕВЕРА РОССИИ

© 2017 г. 1,2А. А. Усынина, 1В. А. Постоев, 2,3Й. О. Одланд, 1Г. Н. Чумакова, 1,4-6А. М. Гржибовский

Неверный государственный медицинский университет, г. Архангельск; 2Арктический Университет Норвегии, г. Тромсё, Норвегия; 3Университет Претории, Претория, ЮАР; Национальный институт общественного здравоохранения, г. Осло, Норвегия; 5Северо-Восточный федеральный университет, г. Якутск;

6Международный казахско-турецкий университет им. Х. А. Ясави, г. Туркестан, Казахстан

Актуальность данной работы продиктована отсутствием отечественных центильных таблиц и кривых роста для новорожденных из двоен при разных сроках гестации, основанных на базе популяционных регистров, что затрудняет постнатальную диагностику задержки внутриутробного роста плода. Авторы предлагают адаптированные для Европейского Севера России центильные таблицы и кривые массы, длины тела и окружности головы для детей, родившихся от многоплодной беременности при сроке 32-40 недель. Индивидуальные данные о сроке беременности и результатах антропометрии новорожденных получены из электронных баз популяционных регистров родов Мурманской и Архангельской областей за период 2006-2011 и 2012-2014 годов соответственно. Для создания центильных таблиц и кривых массы, длины тела и окружности головы, а также расчета средних значений изучаемых параметров были использованы данные соответственно 1 567, 1 631 и 1 628 новорожденных из двоен. Кривые для каждого из анализируемых антропометрических параметров представлены с учетом значений 10, 50, и 90 центилей. Средние масса тела и окружность головы новорожденных мальчиков превышали таковую у девочек при любом из изучаемых сроков беременности. Такая же тенденция отмечалась для средней длины тела за исключением срока беременности 32 недели, когда данный показатель у девочек был выше. В настоящем исследовании использована крупнейшая на настоящий момент отечественная база данных, в которую включены практически все роды в двух достаточно репрезентативных субъектах Российской Федерации. Это позволяет высказать предложение о возможности и целесообразности практического использования данных таблиц и в других регионах страны.

Ключевые слова: масса тела, длина, окружность головы, центильные таблицы, кривые роста, многоплодная беременность

GESTATION-SPECIFIC LIVE-BORN TWIN BIRTH WEIGHT, LENGTH AND HEAD CIRCUMFERENCE PERCENTILES AND CURVES ADAPTED FOR NORTH-WESTERN

RUSSIA

12A. A. Usynina, 1V. A. Postoev, 23Jon 0yvind Odland, 1G. N. Chumakova, 14-6A. M. Grjibovski

Northern State Medical University, Arkhangelsk, Russia; 2UiT The Arctic University of Norway, Tromse, Norway; department of Public Health, Faculty of Health Sciences, University of Pretoria, Pretoria, South Africa; 4Norwegian Institute of Public Health, Oslo, Norway; 5North-Eastern Federal University, Yakutsk, Russia; international Kazakh-Turkish University, Turkestan, Kazakhstan

Until now, national percentiles and curves for twins based on population registry data have not been published. It complicates the diagnosis of fetal growth retardation. In the article, the algorithms of birth weight, length and head circumference percentiles and curves for twins born alive at gestational age 32-40 weeks are described. We used data from the population-based Murmansk County Birth Registry (2006-2011) and the Arkhangelsk County Birth Registry (2012-2014), Russian Federation. Data on 1 567, 1 631 и 1 628 newborns were used to create birth weight, length and head circumference percentiles, respectively. Gestational-specific curves present data on 10th, 50th and 90th percentiles. Mean birth weight and head circumference in males were higher compared to corresponding parameters in females at any gestational age. At 32 weeks of pregnancy mean birth length in females was higher compared to length in males. In our current study, the database was comprehensive enough to be representative for the population. Conclusively, the results of the study will be valuable for clinical practice across other regions of the Russian federation.

Keywords: birth weight, birth length, head circumference, percentile distribution, growth curves, multiple pregnancy

Библиографическая ссылка:

Усынина А. А., Постоев В. А., Одланд Й. О., Чумакова Г. Н., Гржибовский А. М. Центильные таблицы и кривые массы, длины тела и окружности головы для новорожденных детей из двоен, адаптированные для Европейского Севера России // Экология человека. 2017. № 6. С. 58-64.

Usynina A. A., Postoev V. A., Odland Jon 0yvind, Chumakova G. N., Grjibovski A. M. Gestation-Specific Live-Born Twin Birth Weight, Length and Head Circumference Percentiles and Curves Adapted for North-Western Russia. Ekologiya cheloveka [Human Ecology]. 2017, 6, pp. 58-64.

Доля многоплодных родов двойней, включая мертворожденных, в Российской Федерации составила в 2014 году 1,14 % [1]. В странах с высоким уровнем дохода доля родов при многоплодной беременности достигает 2 — 4 %, причем за период

с 1980 по 2009 год отмечено увеличение частоты беременностей двойней на 76 % [6]. В США доля беременностей двойней среди всех беременностей составляет 3,2 % [13]. За период с 1980 по 2005 год доля детей, родившихся от многоплодной

беременности в сроке 32—36 недель, увеличилась с 28 до 48 % [12].

По сравнению с детьми, родившимися от одно-плодной беременности, младенцы из двоен чаще рождаются преждевременно, имеют повышенный риск перинатальной заболеваемости и смертности [8, 9, 15].

До 32 недели беременности массы плодов при одноплодной беременности и беременности двойней не отличаются. После указанного срока масса меньшего плода из двойни уступает массе плода при одноплодной беременности [10]. Использование для оценки физического развития младенцев из двойни центильных таблиц и кривых роста, созданных для новорожденных от одноплодных родов, может привести к некорректному заключению о патологической задержке внутриутробного роста плода из двойни. Понимание необходимости дифференцированного подхода к оценке антропометрических показателей у детей от многоплодных родов привело к созданию во многих странах центильных таблиц и кривых для массы, длины тела и окружности головы для детей из двоен на основе популяционных баз данных. Так, например, данные Норвежского медицинского регистра родов позволили создать дифференцированные по полу кривые массы тела для живорожденных детей из двоен для сроков гестации 24—42 недели, а также объединенные для обоих полов кривые массы тела для новорожденных из двоен и троен, родившихся при сроке гестации 22—42 недели [11]. Данные антропометрии более 22 000 живорожденных младенцев 26—42 недель гестации из двоен послужили основанием для создания центильных таблиц и кривых массы тела при рождении для мальчиков и девочек в Китае и сравнения полученных кривых с подобными, созданными в Японии и Австралии [17]. При отсутствии доказательства различия массы тела детей, родившихся при моно- и дихориальных двойнях, последние имели тенденцию к большей массе при сроках гестации от 20 до 40 недель в исследовании, проведенном в США [14].

В Российской Федерации отсутствуют основанные на популяционных исследованиях данные о центильном распределении основных антропометрических показателей у новорожденных детей из двоен. В 2010 году были опубликованы центильные оценочные таблицы для массы тела, окружностей головы и груди у новорожденных (живо- и мертворожденных) для детей из двоен [2]. Автором было выявлено незначительное отличие параметров физического развития детей из двойни от новорожденных при одноплодной беременности. К сожалению, дизайн данного исследования в публикации детально не представлен. Кроме того, указанные таблицы основаны на материале, состоящем лишь из 112 наблюдений (случаев многоплодной беременности), что делает результаты исследования подверженными влиянию случайных ошибок, ограничивает их репрезентативность и внешнюю валидность. Организация на

территории Архангельской и Мурманской областей популяционных регистров родов [3, 7], в которых на момент написания данной статьи содержится информация о 96 133 родах, позволяет проводить эпидемиологические исследования [4,] и создавать региональные рекомендации для службы родовспоможения и детства на основе крупнейшей в стране совокупности, репрезентативной для как минимум двух субъектов Федерации.

В данной работе мы разработали центильные таблицы и кривые для массы, длины тела и окружности головы для новорожденных из двоен, рожденных при сроке от 32 до 40 недель беременности.

Методы

Формирование выборки исследования

Процедура формирования выборочной совокупности показана на рис. 1. Регистры родов Мурманской и Архангельской областей содержат данные о 951 многоплодной беременности. Роды двойней произошли у 940 женщин, остальные беременные родоразрешились тройней. За срок беременности, при котором произошли роды, принимали полные недели беременности, указанные в истории родов и отмеченные соответственно в регистрационных картах обоих регистров родов. В 226 случаях срок беременности, при котором произошло родоразрешение двойней, не был указан. Двое родов из них с отсутствующей информацией по дате первого дня последней менструации и по ультразвуковому обследованию во время беременности были исключены из исследования. У остальных 224 родильниц срок беременности на момент родоразрешения определили по дате первого дня последней менструации (219 женщин) и по сроку беременности, определенному при первом ультразвуковом скрининге (5 женщин). В первом случае срок беременности в днях определили вычитанием из даты родов даты первого дня последней менструации. Во

Рис. 1. Блок-схема выборки исследования Примечание. N – количество родов.

втором случае вычитали прогнозируемую при ультразвуковом исследовании дату родов из фактической даты родов с последующим прибавлением к результату 280 дней. В обоих случаях полученный результат представляли в полных неделях беременности.

Из совокупности в 938 родильниц с известным сроком беременности, при котором произошло родоразрешение, были исключены 100 женщин со сроком беременности менее 32 и более 40 недель из-за малочисленности групп. В результате оставшихся в выборке 838 родов двойней родились 1 676 детей, 13 из которых были мертворожденные, а 8 имели врожденные пороки развития (коды МКБ-10: Q00, Q03, Q68, Q72), изменяющие пропорции новорожденного ребенка. В результате исключения указанных выше 21 случая мертворождения и детей с пороками развития в выборке для создания центильных таблиц и кривых роста остались 1 655 живорожденных из двоен со сроком гестации 32—40 недель. Для каждого из изучаемых показателей в последующем применяли дополнительные критерии исключения (см. рис. 1). Анализ антропометрических показателей проведен дифференцированно для обоих полов.

Антропометрические показатели новорожденных

Значение массы тела у 59 из 1 655 детей представляли собой числа менее 100 г, что было расценено как вероятные ошибки ввода данных; эти дети были исключены из расчетов. При анализе длины тела новорожденных из выборки в 1 655 детей были исключены два новорожденных (один с отсутствующей информацией по длине тела, второй — с длиной, равной 20 см, расцененную как невозможную для срока беременности 39 недель). Два измерения окружности головы (49 и 54 см) были приняты как ошибочно введенные данные для доношенных здоровых новорожденных. Еще у одного ребенка данные измерения окружности головы отсутствовали. Информация о половой принадлежности трех младенцев отсутствовала в объединенном регистре; эти случаи были исключены из дальнейшего анализа.

После исключения новорожденных с отсутствующей или ошибочно введенной информацией по массе, длине тела и окружности головы при рождении применили метод Tukey [16] для идентификации статистических выбросов отдельно для каждого пола. Для каждого срока гестации от 32 до 40 недель были определены значения массы тела, равные разнице между первым квартилем и удвоенным межквар-тильным размахом (нижний лимит Tukey) и сумме третьего квартиля и удвоенного межквартильного размаха (верхний лимит Tukey). Новорожденные с массой тела при рождении меньше нижнего и больше верхнего лимита Tukey принимали за выбросы. Подобная процедура была проведена также для длины тела и окружности головы. В итоге для создания центильных таблиц и кривых массы, длины тела и окружности головы были использованы данные

1 567, 1 631 и 1 628 новорожденных из двоен, родившихся при сроке беременности 32—40 недель.

Анализ данных

В дифференцированных по полу выборках определяли средние арифметические (m), стандартные отклонения (s), а также значения, равные 3, 5, 10, 50, 75, 90, 95 и 97 центилям для массы, длины тела и окружности головы новорожденных для каждой недели гестации при сроке от 32 до 40 недель. Полученные дробные значения, за исключением значений m и s для длины тела и окружности головы, округляли до целых чисел. Кривые массы, длины тела и окружности головы представляли по результатам дифференцированных для сроков беременности 32—40 недель значений указанных антропометрических измерений, соответствующих 10, 50, и 90 центилям. Выбор центилей был обусловлен их значением для диагностики нарушений параметров физического развития новорожденных; так, антропометрический показатель менее значения 10-го центиля для соответствующего срока беременности трактуется как малый к сроку беременности, а превышающий значение 90-го центиля — как большой к сроку. Для обработки данных использовали программу SPSS (IBM Corp. Released 2016. IBM SPSS Statistics for Macintosh, Version 24.0. Armonk, NY: IBM Corp.).

Проведение исследования одобрено комитетом по этике Северного государственного медицинского университета (протокол № 01/02-17 от 1.02.2017).

Результаты

Центильное распределение массы новорожденных девочек и мальчиков представлено в табл. 1. Средняя масса тела новорожденных мальчиков при любом из сроков гестации от 32 до 40 недель была выше таковой у девочек. За исключением срока беременности 32 недели такая же тенденция отмечалась и для длины тела при рождении (табл. 2). Средняя масса доношенных младенцев обоих полов из двойни была выше 2 500 г. Начиная с 34 недель у мальчиков и 35 недель у девочек средняя длина тела детей превышала 45 см.

Средняя окружность головы мальчиков была больше головы девочек для всех изучаемых сроков беременности (табл. 3).

Кривые для 10, 50 и 90 центилей для массы, длины тела и окружности головы новорожденных детей обоих полов из двоен показаны на рис 2.

Обсуждение результатов

Настоящее исследование является первым в Российской Федерации основанным на использовании данных популяционных регистров родов изучением центильного распределения значений массы, длины тела и окружности головы для детей из двойни.

Полученные нами данные средних значений массы тела мальчиков для всех изучаемых сроков гестации, кроме 36 недель, не отличались от таковых, представленных норвежскими исследователями [11].

Таблица 1

Центильное распределение массы тела живорожденных детей обоих полов при многоплодной беременности (двойни)

со сроком 32-40 недель

Срок, нед. Пол ребенка N Масса тела, т (8), г Центили для массы тела, г

р3 р5 р10 р25 р50 р75 р90 р95 р97

32 м 34 0 1874 (227) 1440 1440 1525 1780 1867 2043 2180 2245 2343

ж 22 1 1816 (248) 1290 1296 1398 1625 1865 1965 2162 2214

33 м 33 3 1917 (285) 1274 1369 1470 1785 1935 2088 2288 2457 2586

ж 34 2 1856(239) 1366 1450 1575 1690 1820 2045 2250 2301 2304

34 м 67 6 2213 (368) 1581 1658 1794 1930 2200 2400 2702 2978 3087

ж 78 4 2036(401) 1313 1456 1590 1773 1975 2295 2640 2672 2899

35 м 72 2 2411 (314) 1886 1917 1987 2193 2395 2610 2792 2933 3147

ж 80 7 2248 (308) 1610 1671 1811 2080 2238 2450 2625 2828 2884

36 м 109 8 2467 (303) 1777 1900 2077 2295 2460 2655 2860 2985 3068

ж 116 5 2365 (388) 1685 1766 1827 2120 2355 2553 2923 3173 3230

37 м 176 9 2730 (382) 2069 2157 2276 2452 2695 2960 3323 3425 3500

ж 185 8 2627 (338) 1904 2037 2212 2435 2620 2823 3058 3207 3273

38 м 156 9 2815 (409) 1877 2028 2337 2600 2785 3093 3356 3465 3601

ж 180 11 2755 (401) 1964 2042 2253 2530 2730 2944 3320 3529 3670

39 м 56 5 3101 (342) 2186 2370 2601 2933 3145 3288 3518 3612 3695

ж 92 3 2841 (430) 1887 1976 2293 2528 2890 3165 3410 3513 3561

40 м 36 2 3140 (349) 2582 2597 2770 2880 3050 3470 3630 3833 3848

ж 41 0 2839 (514) 1742 2103 2230 2470 2750 3165 3520 3860 3904

Примечание. м — мужской; ж — женский; новорожденных с отсутствующими данными по

N — количество новорожденных, у которых есть данные по массе тела; N — количество массе тела; т — средняя величина; 8 — стандартное отклонение; г — грамм; р — центиль.

Таблица 2

Центильное распределение длины тела живорожденных детей обоих полов при многоплодной беременности (двойни)

со сроком 32-40 недель

Срок, нед. Пол ребенка N Длина тела, т (8), см Центили для длины тела, см

р3 р5 р10 р25 р50 р75 р90 р95 р97

32 м 34 0 42,4 (2,7) 36 36 39 41 43 44 45 46 46

ж 23 0 43,7 (2,6) 37 37 40 42 43 46 47 47

33 м 36 0 43,8 (2,5) 39 40 41 42 44 45 48 49 50

ж 36 0 42,4 (2,2) 37 38 39 41 42 44 45 46 47

34 м 72 1 45,7 (2,7) 41 41 42 44 46 47 50 51 52

ж 81 1 44,5 (2,7) 38 39 41 43 45 46 48 48 50

35 м 71 3 46,3 (1,9) 42 42 44 45 46 47 49 49 50

ж 87 0 45,6 (2,5) 40 41 42 44 46 47 48 49 49

36 м 117 0 46,7 (2,3) 42 43 44 45 47 48 50 50 51

ж 120 1 46,3 (2,4) 41 42 43 45 46 48 49 50 50

37 м 184 1 48,6 (2,4) 44 45 46 47 49 50 51 52 53

ж 191 1 48,0 (2,1) 44 45 45 47 48 50 50 51 52

38 м 159 6 49,1 (2,5) 43 44 46 48 49 51 52 53 53

ж 188 3 48,6 (2,3) 44 45 46 47 49 50 52 52 53

39 м 60 1 50,4 (2,3) 45 46 48 49 51 52 53 54 55

ж 93 2 49,2 (2,8) 43 44 45 47 50 51 53 54 55

40 м 38 0 50,5 (1,7) 47 48 48 49 50 51 53 53 55

ж 40 1 49,4 (2,7) 43 45 46 48 50 51 52 55 55

Примечание. м новорожденных с р — центиль.

— мужской; ж — женский; N отсутствующими данными по

— количество новорожденных, у которых длине тела; т — средняя величина; 8 —

есть данные по длине тела; N — количество стандартное отклонение; см — сантиметр;

Средняя масса тела девочек в нашем исследовании была меньше массы норвежских девочек, причем наибольшее различие отмечено для 39—40 недель гестации. Сравнение кривых массы плодов обоих полов выявило однотипное уплощение кривых, соответствующих центилям ниже Р50, для сроков беременности 39—40 недель в нашем исследовании и работе Glinianaia S. V. с соавт. [11]. Это может

быть объяснено снижением массы плодов при многоплодных беременностях при больших сроках из-за ухудшения состояния плаценты и возникновения дис-кордантности развития плодов. Подобное изменение массы у плодов из двоен было выявлено и другими исследователями [17]. В отличие от нашего исследования кривые центильного рапределения массы для обоих полов новорожденных младенцев в Китае

Таблица 3

Центильное распределение окружности головы живорожденных детей обоих полов при многоплодной беременности (двойни)

со сроком 32-40 недель

Срок, нед. Пол ребенка N N. Окружность головы, т (8), см Центили для окружности головы, см

р3 р5 р10 р25 р50 р75 р90 р95 р97

32 м 34 0 30,6 (1,4) 27 28 29 30 31 32 33 33 33

ж 23 0 29,9 (1,7) 27 27 28 29 30 31 32 34 –

33 м 36 0 31,0 (1,8) 26 26 29 30 31 32 33 33 34

ж 36 0 29,9 (1,2) 27 28 28 29 30 31 31 32 33

34 м 73 0 31,8 (1,6) 29 29 30 31 32 33 34 34 35

ж 82 0 31,1 (2,0) 28 28 28 30 31 32 34 35 36

35 м 72 2 32,5 (1,1) 30 31 31 32 33 33 34 35 35

ж 86 1 31,8 (1,6) 28 29 30 31 32 33 34 34 35

36 м 114 3 32,6 (1,1) 30 31 31 32 33 33 34 34 35

ж 121 0 32,0 (1,6) 29 29 30 31 32 33 34 35 35

37 м 181 4 33,6 (1,2) 31 32 32 33 34 34 35 36 36

ж 193 0 32,9 (1,4) 30 31 31 32 33 34 35 35 35

38 м 164 1 33,6 (1,5) 31 31 32 33 34 35 35 36 36

ж 190 1 33,0 (1,6) 30 30 31 32 33 34 35 35 36

39 м 60 1 33,9 (1,5) 30 31 32 33 34 35 36 37 37

ж 87 8 33,5 (1,2) 31 31 32 33 34 34 35 35 35

40 м 38 0 34,2 (1,2) 32 32 32 34 34 35 35 36 37

ж 38 3 33,2 (1,1) 31 31 32 33 33 34 35 35 35

Примечание. м — мужской; ж — женский; N — количество новорожденных, у которых есть данные по окружности головы; N — количество новорожденных с отсутствующими данными по окружности головы; т — средняя величина; 8 — стандартное отклонение; см — сантиметр; р — центиль.

Г ГС” инонлы Н Ю5раст 4ыга,]

гестяциеиннй всирдст “‘Л 1

Рис. 2. Кривые массы, длины тела и окружности головы новорожденных детей обоих полов из двоен при сроке беременности 32—40 недель Примечание. Р – центиль.

имели одинаковую тенденцию к снижению для всех представленных центилей при сроках беременности более 39 недель [17]. Значения медианы для массы тела девочек в нашем исследовании были больше таковых для китайских девочек, начиная с 37 недель гестации. У мальчиков различия были более отчетливые, с преобладанием значений медианы у детей в нашем исследовании, только при сроке беременности 39—40 недель.

При отсутствии отличий в средней массе тела девочек из двоен в нашем исследовании и работе, проведенной в США [14], отмечено преобладание средней массы тела мальчиков в нашем исследовании для всех изучаемых сроков беременности. Исключение детей афроамериканцев из когорты не изменяет результатов сравнения средней массы у девочек, но ведет к менее очевидным различиям в средней массе новорожденных мальчиков Европейского Севера и мальчиков США. Вместе с тем последние продолжают отличаться меньшей по сравнению с мальчиками из нашего исследования средней массой при сроке беременности 38 недель и более.

По сравнению с данными Жаровой А. А. [2] значения медианы для массы тела мальчиков в нашем исследовании превышало полученные автором данные для всех недель гестации за исключением 38 недели. Данное отличие может объясняться разным дизайном исследований; в нашем случае использованы данные популяционных регистров родов, а в работе Жаровой А. А., возможно, выборочная совокупность была сформирована с определенными исключениями, судить о которых из-за отсутствия полного описания дизайна в публикации не представляется возможным. Кроме того, в указанной работе представлены объединенные результаты для обоих полов, в то время как мы применяли дифференциацию показателей по полу. Исследование Glinianaia S. V. с соавт. [11] подтверждает, что девочки из двоен имеют меньшую по сравнению с мальчиками среднюю массу тела при всех сроках беременности от 24 до 44 недель. Медиана для окружности головы мальчиков в нашем исследовании превышала таковую в работе Жаровой А. А. [2], исключение составили данные для 39 недели беременности. Таким образом, сравнение результатов цитируемого исследования и полученных нами данных затруднено из-за отсутствия в первом дифференцированного измерения параметров физического развития для мальчиков и девочек, а также недостаточного количества данных для проведения сравнения с помощью статистических методов.

Малое количество многоплодных родов при сроках менее 32 недель в обоих изучаемых регистрах родов ограничило создание центильных таблиц сроком беременности 32 и более недель, однако ранее было показано отсутствие отличий в массе плодов при одноплодной беременности и беременности двойней до 32 недель беременности [10].

Данные о типе хориальности в электронной базе регистров родов отсутствуют, что не позволило создать

дифференцированные таблицы для новорожденных из моно- и дихориальных двоен.

Репрезентативность результатов данного исследования определяется использованием в нем данных популяционных регистров родов двух субъектов Российской Федерации с общим количеством родов 96 133. Исключение из выборочной совокупности мертворожденных и детей с пороками развития могло обусловить завышение массы тела в данном исследовании. Zhang X. с соавт. [18] продемонстрировали, что при одноплодной беременности любого срока от 24 до 36 недель мертворожденные плоды имели массу, меньшую по сравнению с живорожденными детьми, родившимися при таком же сроке.

До настоящего времени оценить физическое развитие новорожденных детей из двойни с использованием отечественных центильных таблиц не представлялось возможным. Данное исследование делает доступным сравнение антропометрических параметров детей, родившихся на Европейском Севере России, с полученными центильными значениями. Более того, созданные на основе крупнейшей на сегодняшний день репрезентативной выборке двух субъектов страны центильные таблицы массы, длины тела и окружности головы для детей из двоен могут быть использованы в клинической практике для оценки физического развития новорожденных в Российской Федерации.

Список литературы

1. Демографический ежегодник России. 2015: стат. сб.

I Росстат. M.,2015. 263 c.

2. Жарова А. А. Состояние фетоплацентарного комплекса и перинатальные исходы при многоплодной беременности: автореф. дис. … канд. мед. наук. Москва, 2010. 26 с.

3. Усынина А. А., Одланд И. О., Пылаева Ж. А., Пастбина И. М., Гржибовский А. М. Регистр родов Архангельской области как важный информационный ресурс для науки и практического здравоохранения II Экология человека. 2017. № 2. С. 58-64.

4. Холматова К. К., Горбатова М. А., Харькова О. А., Гржибовский А. М. Поперечные исследования: планирование, размер выборки, анализ данных II Экология человека. 2016. N 2. С. 49-56.

5. Холматова К. К., Харькова О. А., Гржибовский А. М. Особенности применения когортных исследований в медицине и общественном здравоохранении II Экология человека. 2016. N 4. С.56-64.

6. Ananth C. V., Chauhan S. P. Epidemiology of twinning in developed countries II Seminars in Perinatology. 2012. Vol. 36, N 3. P. 156-161.

7. Anda E. E., Nieboer E., Voitov A. V., Kovalenko A. A., Lapina Y. M., Voitova E. A. et al. Implementation, quality control and selected pregnancy outcomes of the Murmansk County Birth Registry in Russia II Int J Circumpolar Health. 2008. Vol. 67. P. 318-334.

8. Chauhan S. P., Scardo J. A., Hayes E., Abuhamad A. Z., Berghella V. Twins: prevalence, problems, and preterm births

II American Journal of Obstetrics and Gynecology. 2010. Vol. 203, N 4. P. 305-315.

9. Corsello G., Piro E. The world of twins: an update II The Journal of Maternal-Fetal and Neonatal Medicine. 2010. N 23. Suppl. 3. P. 59-62.

10. Garite T. J., Clark R. H, Elliott J. P., Thorp J. A. Twins and triplets: the effect of plurality and growth on neonatal outcome compared with singleton infants // American Journal of Obstetrics and Gynecology. 2004. Vol. 191, N 3. P. 700-707.

11. Glinianaia S. V., Skjarven R., Magnus P. Birthweight percentiles by gestational age in multiple births // Acta Obstetricia et Gynecologica Scandinavica. 2000. N 79. P. 450-458.

12. Hartley R. S., Hitti J. Increasing rates of preterm twin births coincide with improving twin pair survival // Journal of Perinatal Medicine. 2010. N 38. P. 297-303.

13. Martin J. A., Hamilton B. E., Sutton P. D., Ventura S. J., Mathews T. J., Kirmeyer S., et al. Births: Final data for 2007 // National Vital Statistics Reports. 2010. N 58. P. 1-85.

14. Min S-J., Luke B., Gillespie B., Min L., Newman R. B., Mauldin J. G. et al. Birth weight references for twins // American Journal of Obstetrics and Gynecology. 2000. Vol. 182, N 5. P. 1250-1257.

15. Santolaya J., Faro R. Twins-twice more trouble? // Clinical Obstetrics and Gynecology. 2012. Vol. 55, N 1. P. 296-306.

16. Tukey J. W. Exploratory data analysis. Reading, MA: Addison-Wesley, 1977. 688 p.

17. Zhang B., Cao Z., Zhang Y., Yao C., Xiong C., Zhang Y. et al. Birthweight percentiles for twin birth neonates by gestational age in China // Scientific reports. 2016. N 6. P. 31290.

18. ZhangX., Joseph K. S., Cnattingius S., KramerM. S. Birth weight differences between preterm stillbirths and live births: analysis of population-based studies from the U.S. and Sweden // BMC Pregnancy and Childbirth. 2012. Vol. 12, N 119. http://doi.org/10.1 186/1471-2393-12-1 19

References

1. Demograficheskii ezhegodnik Rossii. 2015. Stat. sb. [The Demographic Yearbook of Russia. 2015: Statistical Handbook]. Moscow, 2015, 263 p.

2. Zharova A. A. Sostoyanie fetoplacentarnogo kompleksa i perinatal’nye ishody pri mnogoplodnoi beremennosti (avtoref. cand. diss.) [Fetoplacental complex condition and perinatal outcomes in multiple pregnancy. Author’s Abstract of Cand. Diss.]. Moscow, 2010, 26 p.

3. Usynina A. A., Odland J. O., Pylaeva Zh. A., Pastbina I. M., Grjibovski A. M. Arkhangelsk County Birth Registry as an important source of information for research and healthcare. Ekologiya cheloveka [Human Ecology]. 2017, 2, pp. 58-64. [in Russian]

4. Kholmatova K. K., Gorbatova M. A., Kharkova O. A., Grjibovski A. M. Cross-sectional studies: planning, sample size, data analysis. Ekologiya cheloveka [Human Ecology]. 2016, 2, pp. 49-56. [in Russian]

5. Kholmatova K. K., Kharkova O. A., Grjibovski A. M. Cohort studies in medicine and public health. Ekologiya cheloveka [Human Ecology]. 2016, 4, pp. 56-64. [in Russian]

6. Ananth C. V., Chauhan S. P. Epidemiology of twinning in developed countries. Seminars in Perinatology. 2012, 36

(3), pp. 156-161.

7. Anda E. E., Nieboer E., Voitov A. V., Kovalenko A. A., Lapina Y. M., Voitova E. A. et al. Implementation, quality control and selected pregnancy outcomes of the Murmansk County Birth Registry in Russia. Int J Circumpolar Health. 2008, 67, pp. 318-334.

8. Chauhan S. P., Scardo J. A., Hayes E., Abuhamad A. Z., Berghella V. Twins: prevalence, problems, and preterm births. American Journal of Obstetrics and Gynecology. 2010, 203

(4), pp. 305-315.

9. Corsello G., Piro E. The world of twins: an update. Journal of Maternal-Fetal and Neonatal Medicine. 2010, 23, suppl. 3, pp. 59-62.

10. Garite T. J., Clark R. H., Elliott J. P., Thorp J. A. Twins and triplets: the effect of plurality and growth on neonatal outcome compared with singleton infants. American Journal of Obstetrics and Gynecology. 2004, 191 (3), pp. 700-707.

11. Glinianaia S. V., Skj®rven R., Magnus P. Birthweight percentiles by gestational age in multiple births. Acta Obstetricia et Gynecologica Scandinavica. 2000, 79, pp. 450-458.

12. Hartley R. S., Hitti J. Increasing rates of preterm twin births coincide with improving twin pair survival. Journal of Perinatal Medicine. 2010, 38, pp. 297-303.

13. Martin J. A., Hamilton B. E., Sutton P. D., Ventura S. J., Mathews T. J., Kirmeyer S., et al. Births: Final data for 2007. National Vital Statistics Reports. 2010, 58, pp. 1-85.

14. Min S-J., Luke B., Gillespie B., Min L., Newman R. B., Mauldin J. G. et al. Birth weight references for twins. American Journal of Obstetrics and Gynecology. 2000, 182

(5), pp. 1250-1257.

15. Santolaya J., Faro R. Twins-twice more trouble? Clinical Obstetrics and Gynecology. 2012, 55 (1), pp. 296-306.

16. Tukey J. W. Exploratory data analysis. Reading, MA, Addison-Wesley, 1977, 688 p.

17. Zhang B., Cao Z., Zhang Y., Yao C., Xiong C., Zhang Y. et al. Birthweight percentiles for twin birth neonates by gestational age in China. Scientific reports. 2016, 6, 31290 p.

18. Zhang X., Joseph K. S., Cnattingius S., Kramer M. S. Birth weight differences between preterm stillbirths and live births: analysis of population-based studies from the U.S. and Sweden. BMC Pregnancy and Childbirth. 2012, 12 (119). http://doi.org/10.1 186/1471-2393-12-119

Контактная информация:

Усынина Анна Александровна — кандидат медицинских наук, доцент кафедры неонатологии и перинатологии ФГБОУ ВО «Северный государственный медицинский университет» Министерства здравоохранения Российской Федерации

Адрес: 163000, г. Архангельск, пр. Троицкий, д. 51 E-mail: [email protected]

Ориентировочно окружность головы можно оценить по следующим фор­мулам:

1. Для детей до 1 года: окружность головы 6-месячного ребенка равна 43 см, на каждый недостающий месяц из 43 см надо отнять 1,5 см, на каждый последующий — прибавить 0,5 см.

2. Для детей 2—15 лет: окружность головы 5-летнего ребенка равна 50 см, на каждый недостающий год из 50 см надо отнять по 1 см, на каждый последующий — прибавить 0,6 см.

Изменения окружности груди

Окружность груди является одним из основных антропометрических па­раметров для анализа изменений поперечных размеров тела. Окружность гру­ди отражает как степень развития грудной клетки, тесно коррелируя при этом с функциональными показателями дыхательной системы, так и развитие мы­шечного аппарата грудной клетки и подкожного жирового слоя на груди. Окружность груди при рождении в среднем равна 32 — 34 см. Она несколько меньше, чем окружность головы; в 4 мес эти окружности сравниваются, а за­тем скорость увеличения грудной клетки опережает рост головы.

Для ориентировочной оценки скорости развития грудной клетки можно использовать расчет по следующим формулам:

  1. Для детей до 1 года: окружность грудной клетки 6-месячного ребенка равна 45 см, на каждый недостающий месяц до 6 нужно из 45 см вычесть 2 см, на каждый последующий месяц после 6 прибавить 0,5 см.

  2. Окружность груди у детей в возрасте от 2 до 15 лет: а) для детей до 10 лет: 63 см — 1,5 см х (10 — п), гдеп — число лет ребенка моложе 10 лет, а 63 см — средняя окружность груди ребенка в возрасте 10 лет; б) для детей старше 10 лет: 63 см + 3 см(п — 10), гдеп — возраст детей старше 10 лет, 3 см — среднее увеличение окружности груди за год у детей старше 10 лет, а 63 см — средняя окружность груди ребенка в возрасте 10 лет.

Изменения длины тела с возрастом характеризуются разной степенью уд­линения различных сегментов тела. Так, высота головы увеличивается только в 2 раза, длина туловища — в 3 раза, а длина нижних конечностей — в 5 раз. Если принять длину тела за 100%, то на общую высоту головы у ново­рожденного будет приходиться почти 25% длины тела, а у взрослого — около 13%; длина ноги у новорожденного составляет 40% от длины тела, а у взрос­лого — 52%. Относительным постоянством отличается длина туловища: во все возрастные периоды она составляет около 40% от общей длины тела. На­иболее динамичны изменения двух сегментов — верхней части лица и длины ноги. Сумма этих сегментов для всех возрастов приблизительно одинакова и составляет около 60% длины тела, из них у новорожденного на верхнюю часть ли­ца приходится 20% и на ноги —40%, в то время как у взрослого на долю верхней части лица — 8%, а на ноги —52% длины тела. Таким образом, относи­тельная высота верхней части лица, так же как и относительная длина ноги, является достаточно чувствительным индикатором возрастного изменения пропорций тела. При задержке роста по этим данным можно ориентировочно определить возраст, когда эта задержка произошла.

Еще более показательны для характеристики возрастного изменения про­порций величины индекса, характеризующего отношение длины ноги к высоте верхней части лица. Этот индекс может использоваться и для определения степени биологической зрелости ребенка, срока его биологического развития.

В практике нередко используются и другие показатели пропорциональности развития. Наибольшее распространение получило определение соотноше­ния между верхним и нижним сегментами тела. Для измерения нижнего сег­мента пользуются расстоянием от лобковой точки до основания стопы (пола). Верхний сегмент определяется как разность между длиной тела и величиной нижнего сегмента. В первые недели жизни соотношение сегментов составляет 1,7 : 1 —1,5: 1, в периоде пубертатного роста оно приближается к единице. Ши­роко используется и соотношение между длиной тела (ростом), измеренной в положении сидя, и длиной тела в положении стоя.

Кроме изменения соотношений между длинниками тела, возрастное изме­нение пропорций существенно сказывается и на соотношениях между длиной тела и различными поперечными размерами (например, соотношения между окружностью головы и длиной тела, окружностью груди и длиной тела). При использовании различных индексов существенно уточняется представление о степени гармоничности и биологическом возрасте телосложения ребенка. Ориентировочные представления о гармоничности телосложения и состоянии питания ребенка можно получить, используя также индексы Эрисмана и Чулицкой.

Индекс Эрисмана— разность между окружностью груди и половиной длины тела (роста). Чаще используется в контроле физического развития школьников.

Индекс упитанности (Чулицкой)представляет собой следующее соотно­шение:

3 окружности плеча + окружность бедра + окружность голени — длина тела.

У хорошо упитанных детей первого года жизни величина этого индекса составляет 20 — 25. Снижение индекса подтверждает недостаточность питания ребенка.

Сравнение измерения окружности головы у детей с синдромом Дауна и у нормальных детей | Яхья

Финн СБ. Клиническая педодонтия 4-е изд. Филадельфия, WB Saunders o. 1991. с. 454–74.

Лопес Тде С1, Феррейра Д.М., Перейра Р.А., Вейга Г.В., Маринш В.М. Оценка антропометрических показателей детей и подростков с синдромом Дауна. Джей Педиатр (Рио Джей). 2008 г., июль-август; 84 (4): 350-6.

Леншин Л. Трисомия 21: История синдрома Дауна. Доступно по адресу: http://www.ds-health.com/trisomey.htm [По состоянию на апрель 2011 г.]. 1997.

Леншин Л. Мозаичный синдром Дауна. Доступно по адресу: http://www.dshealth.com/mosaic. htm [По состоянию на апрель 2011 г.]. 2000.

Гнанавел, Раджа С. Паркаш С., Вишну Бхат Б., Рамачандра Рао К., Раджеш Б. Антропометрические измерения у детей с синдромом Дауна в дошкольном периоде. Часть I. Текущие педиатрические исследования. 2007;11(1):10–12.

Палмер, Кристина Г.С., Кристин С., Зигфрид М. Пюшель, Кристина Э. и др.Окружность головы детей с синдромом Дауна (0–36 мес). Am J Medic Gen 1992;42(1):61-7.

Сухарсини М. Анализ Бентук Контур Тепи Краниофасциальный Пендерита Синдром Вниз с Методом Анализа Фурье. Журнал Kedokteran Gigi, Университет Индонезии. 1999;(1):26-31.

Бейдельман Б. Монголизм: выборочный обзор, включая анализ сорока двух случаев из записей Бостонской родильной больницы. Am J Умственная недостаточность. 1945:50:35-53.

Cronk C, Crocker AC, Pueschel SM, Shea AM, Zackai E, Pickens G, et al.Графики роста детей с синдромом Дауна: от 1 месяца до 18 лет. Американская академия педиатрии. 1998;81:102-10.

Cuckle H. Wald N, Thompson S. Оценка риска женщины иметь беременность, связанную с синдромом Дауна, с использованием ее возраста и сывороточного альфа-фетопротеина. Британский журнал акушерства и гинекологии. 1987; 94:387-402.

Хэндолл, Нью-Джерси. Остеопатическое лечение детей с синдромом Дауна. Британский остеопат J 1998; XXI: 11-20.

Багич И., Верзак З.Краниофациальный антропометрический анализ у пациентов с синдромом Дауна. Колл Антропол. 2003;27(2):23-30.

Гардинер К. Дэвиссон М. Последовательность человеческой хромосомы 21 и значение для исследования синдрома Дауна. Геном Био. 2000;1(2).

Фергюс К. Что такое мозаичный синдром Дауна? Доступно по адресу: http://downsyndrome.about. com/od/whatcausesdownsyndrome/a/mosaicdownsyndrome. [По состоянию на май 2011 г.]. 2009.

Pangalos C, Avramopoulos D, Blouin JL, Raoul O, deBlois MC, Prieur M, et al.Понимание механизмов мозаики, трисомии 21, использование анализа полиморфизма ДНК. Am J Hum Genet. 1994 март; 54(3): 473–481.

Фишлер К. Кох Р. Психическое развитие при синдроме Дауна: мозаицизм. Американский журнал умственной отсталости. 1991;96(3):345-51.

Тан СС. Ортодонти, Джилид I и II. Джакарта. Дж. Кед Гиги, Университет Трисакти. 1969. с. 50-81.

Череп SA. Рубен А.Р., Уокер А.С. Недоедание и микроцефалия у детей австралийских аборигенов.Доступно по адресу: http://www.ncbi.nlm. nih.gov/pubmed/9140346 [По состоянию на июнь 2011 г.]. 1997.

Создание эталонных таблиц роста для окружности головы пакистанских детей с использованием статистического метода лямбда-му-сигма (LMS) | Иранский журнал педиатрии

Наблюдение за ростом ребенка в раннем возрасте, особенно от рождения до 5 лет, очень важно. HdC в этой возрастной группе потенциально считается одним из наиболее значимых маркеров нормального роста и развития и мощным предиктором общего объема мозга у детей (15).Некоторые педиатры (16, 17) также использовали измерение HdC для скрининга нутритивного статуса детей в возрасте до пяти лет. Таким образом, некоторые подходящие знания о нормальном росте HdC необходимы для выявления и предотвращения патологических состояний. Мы разработали это перекрестное исследование для пакистанских детей, чтобы оценить рост HdC с использованием стандартизированной методики измерения.

Насколько нам известно, нет доступных данных о референтных значениях HdC для детей в возрасте до пяти лет в развивающихся странах, включая Пакистан.Поэтому мы попытаемся сравнить полученные результаты с некоторыми зарубежными исследованиями (6, 7, 13, 14, 18). Результаты нашего исследования показали, что средние значения HdC у мальчиков были достоверно выше, чем у девочек во всех возрастных группах. В самом последнем исследовании с участием турецких детей (6) также наблюдались аналогичные результаты для средних значений HdC.

В настоящем исследовании значения процентилей (от 3-го до 97-го) HdC увеличивались с возрастом у обоих полов.У мальчиков было большее увеличение HdC для 3-го, 5-го и 50-го процентилей, чем у девочек, и для верхних процентилей также наблюдались аналогичные закономерности, за исключением 95-го и 97-го процентилей. Эти результаты согласуются с исследованием (7) турецких детей в возрасте от 0 до 84 месяцев.

Исследование детей в США (18) показало, что в возрасте от 2 до 5 лет общее увеличение HdC у мальчиков для 5-го, 50-го и 95-го процентилей составляло 1.71 см, 1,8 см и 1,75 см соответственно, а у девочек HdC были 2,0 см, 2,03 см и 2,34 см соответственно. В нашем исследовании суммарный прирост HdC у мальчиков по тем же процентилям был выше (за исключением 5-го процентиля) т. е. 1,39 см, 2,06 см и 2,32 см соответственно, а у девочек HdC был ниже, т. е. 0,75 см, 1,29 см. и 2,05 см соответственно.

Значения 50-го процентиля для HdC также сравнивались с данными ВОЗ (13) и турецким исследованием (14).Результаты показали, что эталонные значения HdC для пакистанских детей были значительно ниже соответствующих международных значений. Исследование Mushtaq et al. (19) также сравнили процентили роста, веса и ИМТ с выборкой ВОЗ (13) и сообщили о значительных различиях в соматическом развитии пакистанских детей. Эти низкие процентные значения HdC вызывают серьезную озабоченность, и здесь необходимо обсудить такую ​​большую разницу. Во-первых, во всем мире дети растут по-разному из-за различий в генетике и факторах окружающей среды (20).Таким образом, рост HDC у детей может значительно различаться в разных странах. Несколько исследований (21, 22) также продемонстрировали различия в HdC между странами и между разными этническими группами одной и той же страны. Существующая разница в значениях HdC в нашем исследовании может быть связана с этими видимыми факторами. Во-вторых, Пакистан тоже импровизированная и слаборазвитая страна. Дети в Пакистане не растут удовлетворительно из-за бедности и отсутствия образования у женщин. Кроме того, в различных семьях в Пакистане матери не имеют никаких знаний о важности грудного вскармливания, диеты при отнятии от груди, надлежащего возраста отлучения от груди или концепции сбалансированного питания, а также основных концепций гигиены и профилактики заболеваний.Следовательно, их дети не приближаются к нормальному уровню роста. Это может быть причиной того, что пакистанские дети в этом исследовании не достигают такого же роста HdC, как указано в справочных данных ВОЗ.

5.1. Ограничения исследования

Во-первых, настоящее исследование не включало данные ГДК детей в возрасте до двух лет, и результаты этого исследования позволяют предположить, что этот пробел может быть заполнен.Во-вторых, возраст детей в этом исследовании был записан в годах. С другой стороны, трехмесячный интервал в раннем возрасте имеет большое значение для наблюдения за ростом детей. Таким образом, возраст следует записывать и сообщать в месяцах в будущих исследованиях.

5.2. Выводы

В этом исследовании мы представили референтные значения HdC и графики роста, основанные на перекрестной выборке 1474 пакистанских детей в возрасте от 2 до 5 лет.Сообщалось, что у мальчиков средние значения HdC были значительно выше, чем у девочек. Результаты показали, что референтные значения для HdC были меньше, чем соответствующие референтные значения, предоставленные ВОЗ. Предлагается, чтобы каждая страна составляла свои собственные графики роста HDC, поскольку карты других стран, используемые в качестве стандартов, могут давать вводящую в заблуждение информацию об изучаемой детской популяции. Кроме того, из-за некоторых несоответствий между настоящими результатами и другими исследованиями мы рекомендуем разработать более обширные и лонгитюдные исследования, охватывающие более широкий возрастной диапазон, для пакистанских детей, чтобы определить стандартные диаграммы HDC.

Увеличение окружности головы у детей с синдромом Элерса-Данлоса, у которых в более позднем возрасте развивается дисавтономия – Полный текст

Известно, что у 33-50% пациентов с классическим и гипермобильным синдромом Элерса-Данлоса в конечном итоге развивается дисавтономия, также известная как «POTS». – Синдром постуральной ортостатической тахикардии. У некоторых из этих пациентов развивается дизавтономия в результате ретрофлексии зубовидного отростка, аномалии Киари 1 или оседания черепа и возникающего в результате базилярного вдавления.Однако многие пациенты Элерса-Данлоса страдают той же симптоматикой без каких-либо доказательств причины по данным МРТ. Гипотеза автора заключается в том, что наружная сообщающаяся гидроцефалия низкого уровня, по-видимому, ответственна за сочетание симптомов вегетативных и черепно-мозговых нервов, и если она присутствует у очень маленьких детей, анализ роста окружности головы в первые 15 месяцев жизни должен отражать ненормально. быстрый рост головы, подтверждающий гипотезу.

Исследователи оценят окружность головы пациентов Элерса-Данлоса, у которых в более позднем возрасте проявляется дисавтономия.Окружность головы анализируется от рождения до приблизительно 15-месячного возраста, поскольку швы черепа обычно срастаются между 16 и 18 месяцами. Кроме того, педиатры обычно не измеряют окружность головы после этого возраста.

В небольшой подгруппе пациентов Элерса-Данлоса, у которых в детстве или подростковом возрасте развился синдром постуральной ортостатической тахикардии, ретроспективный анализ их окружности головы указывает на такую ​​мегалоцефалию. Было обнаружено, что в среднем детские головы увеличились примерно с 35-го процентиля до более чем 90-го процентиля.Их вес и рост не увеличились таким же образом, хотя у некоторых детей процентное соотношение роста по-прежнему было выше.

Обзор литературы показывает, что исследования детей с мегалоцефалией (не обязательно с диагнозом Элерса-Данлоса) считались доброкачественными состояниями («доброкачественная наружная сообщающаяся гидроцефалия»), поскольку КТ в возрасте 2 или 3 лет выглядела нормально. и неврологические экзамены также оказались нормальными. Однако исследования также показали, что у большого процента этих детей наблюдается задержка моторного развития, а у некоторых из них задержка речевого развития.В некоторых исследованиях этих детей лечили Диамоксом, а в других исследованиях за детьми просто наблюдали.

Гипотеза автора заключается в том, что задержка моторного развития, обнаруживаемая у детей Элерса-Данлоса, по крайней мере частично связана с гидроцефалией, а не только с подвижностью суставов, как предполагалось ранее.

Автор утверждает, что легкие симптомы раздражительности, головные боли, нарушения сна, эмоциональные «припадки» и последующее развитие дизавтономии никогда не рассматривались в этих исследованиях, но являются вероятными симптомами низкого уровня давления, которое продолжало воздействие на мозг этих детей.

Добавить комментарий

Ваш адрес email не будет опубликован.