Prenatální růstové křivky české populace

Transkript

1 Prenatální růstové křivky české populace Prenatal growth curves of the Czech population Polášková P. 1, Kuběna A. 2, Calda P. 1 1 Gynekologicko-porodnická klinika 1. LF UK a VFN, Praha, přednosta prof. MUDr. A. Martan, DrSc. 2 Katedra klinické a sociální farmacie, Farmaceutická fakulta UK, Hradec Králové, prof. RNDr. J. Vlček, CSc. ABSTRACT Objective: Determination of ultrasound biometric parameters of fetuses in the Czech population during pregnancy. Methods: We retrospectively analyzed a data set of 20,566 pregnant women from the years 2008 to 2012 who met the following inclusion criteria: Caucasian ethnicity; measured biometric parameters biparietal diameter (BPD), head circumference (HC), abdominal circumference (AC), femur length (FL); body mass index (BMI) of the pregnant women < 35 kg/m 2.We excluded pregnant women with multiple fibroids distorting the uterine cavity; pathologically developing fetuses; and pregnancies where we were not able to verify the correct dating. We did not carry out selection as to the method of getting pregnant. The pregnancy age was from 19+0 to 42+6 gestation weeks. As in all studies, the age of pregnancy refers to the completed gestation weeks (for instance 23+0 to 23+6 = 23rd gestation week). We then compared our newly derived growth curves with the curves currently used, for BPD, HC, AC, FL and EFW, in the 3rd or 5th percentile, 50th percentile and 95th or 97th percentile (according to data obtained from reference studies). Results: The study included 40,806 observations. The number of observations exceeded 500 in all weeks except in the 42nd week. The median age of the pregnant patients was 31.9 years (min 14.9, max 52.54). In the studied group we found a lower degree of variability in all parameters. The biometric parameters had higher values for the gestation week than the reference parameters. The estimated weight of the fetuses in our group on the level of the 3rd percentile was significantly higher than the reference value. Discussion: The study was based exclusively on sonographic measurements. Although we excluded from our group intrauterine pathologies that could affect the physiological growth of the fetus, we did not carry out an additional selection using information on the pathologies of fetuses obtained postnatally. However, as the study contains more than 40,000 measurements, we can assume that such additional selection would have had only a minimum effect on the resulting curve. A section of the fetuses that would have been considered eutrophic according to present reference studies could be considered hypotrophic or small for gestational age (SGA) according to our observations. Conclusion: We have obtained new prenatal ultrasound growth curves for the Czech population of healthy developing fetuses. In early gestation weeks, we have found statistically significant deviations from the reference studies. Fetuses in our study have significantly higher weight estimate and show a lower degree of variability compared to the reference studies. KEYWORDS prenatal, ultrasound diagnosis, fetal biometry, percentile curves, biparietal diameter, head circumference, abdominal circumference, femur length, estimated fetal weight, Czech population SOUHRN Cíl: Stanovení ultrazvukových biometrických parametrů plodů v české populaci v průběhu těhotenství Metodika: Retrospektivně jsme analyzovali soubor dat těhotných z let 2008 až 2012, které splňovaly vstupní kritéria: bělošská etnicita, změřeny biometrické parametry biparietálního průměru (BPD), obvodu hlavy (HC), obvodu břicha (AC), délky stehenní kosti (FL), body mass index (BMI) těhotné < 35 kg/m 2. Vyloučili jsme těhotné s mnohočetnou myomatózou deformující dutinu děložní, patologicky se vyvíjející plody a těhotenství, kde nebylo možné ověřit stáří těhotenství. Těhotné jsme neselektovali podle metody otěhotnění. Stáří těhotenství bylo mezi 19+0 až 42+6 gestačním týdnem (g.t.). Stejně jako ve všech studiích je stáří těhotenství označováno jako kompletní dokončený g.t. (tedy např až 23+6 = 23. g.t.). Porovnali jsme námi získané růstové křivky s křivkami aktuálně klinicky používanými na našem pracovišti pro parametry BPD, HC, AC, FL a EFW, a to ve 3. nebo 5. percentilu, 50. percentilu a 95. či 97. percentilu (podle údajů získaných z referenčních studií). Výsledky: Celkem bylo do studie zahrnuto pozorování. Počet pozorování přesáhl hranici 500 ve všech g.t. s výjimkou 42. g.t. Medián věku těhotných v souboru byl 31,9 let (min 14,9; max 52,54). Zjistili jsme menší míru variability ve všech sledovaných parametrech 276 ČESKÁ GYNEKOLOGIE 2014, 79, č. 4

2 našeho souboru. Biometrické parametry dosahovaly vyšších hodnot pro daný g.t. než parametry referenční. Odhadovaná hmotnost plodů našeho souboru na hladině 3. percentilu je signifikantně vyšší než referenční. Diskuse: Studie vychází pouze z ultrazvukových dat. Zatímco intrauterinní patologie, které by mohly ovlivnit fyziologický růst plodu, jsme ze souboru vyloučili, neprovedli jsme dodatečnou selekci z informací získaných o patologii plodů postnatálně. Nicméně, studovaný soubor obsahuje více než měření, takže můžeme předpokládat, že tato dodatečná selekce by výsledné křivky ovlivnila minimálně. Část plodů, které byly dosud podle používaných referenčních křivek považovány za eutrofické, můžeme podle našich pozorování již považovat za hypotrofické či malé na své gestační stáří (SGA). Závěr: Výstupem práce jsou nové prenatální ultrazvukové růstové křivky, které odpovídají české populaci zdravě se vyvíjejících plodů. V nižších g.t. jsme zjistili statisticky významné odchylky od referenčních studií. Námi studované plody mají signifikantně vyšší hmotnostní odhad a vykazují nižší míru variability oproti křivkám referenčním. KLÍČOVÁ SLOVA prenatální, ultrazvuková diagnostika, biometrie plodu, percentilové křivky, biparietální průměr, obvod hlavy, obvod trupu, délka femuru, odhad hmotnosti plodu, česká populace Čes. Gynek., 2014, 79, č. 4, s ÚVOD Ultrazvuková biometrie umožňuje sledovat růst plodu v děloze. Růstové křivky, na jejichž základě vývoj plodu hodnotíme, vychází ze studií provedených na zahraničních populacích ze 70. až 90. let minulého století. Současně stoupl věk rodiček [16] a podíl těhotných po asistované reprodukci [14]. S rostoucím podílem starších rodiček stoupá i riziko abnormální placentace a následné růstové retardace plodu [11]. K časné identifikaci růstově retardovaných plodů jsou nezbytné údaje o normálních růstových parametrech dané populace. Cílem naší práce bylo vytvořit základ percentilových křivek české (kavkazské bělošské) populace a porovnat je s referenčními zahraničními křivkami. U nás se dosud používají biometrické normy získané na zahraničních souborech, zcela odlišných populací. Normální ultrazvukové biometrické parametry plodu (biparietální diametr BPD, obvod hlavy HC, obvod trupu AC, délka femuru FL) naší populace dosud publikovány nebyly. Pro rozpoznání vývojových patologií plodu jsou nejdůležitější extrémní hodnoty těchto měření, tj. za hranicí 3. resp. 97. percentilu. Zajímalo nás, jak se budou lišit biometrické údaje naší populace v jednotlivých gestačních týdnech a jejich variabilita od referenčních studií. SOUBOR A METODIKA Retrospektivně jsme analyzovali soubor biometrických dat těhotných, vyšetřených v Centru fetální medicíny Všeobecné fakultní nemocnice a 1. lékařské fakulty Univerzity Karlovy v Praze od ledna 2008 do prosince Naměřená data byla uložena v databázovém programu Astraia. Do studie byly zařazeny těhotné bez ohledu na způsob otěhotnění, kavkazské etnicity, s jednočetnou graviditou a vyšetřené mezi 19+0 a 42+6 g.t. Metoda použitá ke statistickému zpracování umožnila použít opakovaná měření plodu v jedné graviditě. U všech měření byly k dispozici 4 základní biometrické údaje: BPD, HC, AC, FL. Vyloučili jsme gravidity s nejistou datací stáří těhotenství, těhotné s BMI 35 kg/m 2 a těhotné s myomatózou deformující dutinu děložní či vrozenými anomáliemi dělohy. Dále jsme vyloučili ze studie gravidity, kde byla intrauterinně zjištěna těžká vývojová vada plodu, hydrops, ascites, cystický hygrom plodu, patologické útvary v dutině břišní, chromozomální aberace, plody s těžkým polyhydramniem, těžkým oligohydramniem či anhydramniem, anemizace s nutností intrauterinních transfuzí, gravidity končící mrtvým plodem. Dále jsme vyřadili plody s abnormálními a patologickými PI v a. umbilicalis, kdy jsme postupovali podle metodiky uvedené v guidelines ISUOG [3], a plody růstově retardované, tedy plody nedosahující svého geneticky nastaveného růstového potenciálu [13]. Jako referenční hodnoty jsme použili pro BPD údaje podle Chitty et al. [1], pro HC a AC podle Snijdersové et al. [19], pro FL podle Chitty et al. [10] a pro hmotnostní odhad podle Yudkina et al. [21]. Výpočet EFW vychází z formule podle Hadlocka et al. [8], tato formule je optimální pro stanovení hmotnostního odhadu plodu [5]. Ve všech studiích je označováno stáří těhotenství jako kompletní dokončený gestační týden (tedy např až 23+6 = 23. g.t.). BPD byl měřen metodou zevně- -vnitřně, tj. od zevního okraje lbi k vnitřnímu okraji sondě vzdálenějšímu okraji lebky, v úrovni thalamu, při insonančním úhlu 90 stupňů. HC byl 2014, 79, č. 4 ČESKÁ GYNEKOLOGIE 277

3 měřen jako zevní okraj hlavičky, pomocí naložení elipsy ukotvené ve 4 bodech. AC byl měřen v úrovni žaludku a sinus venae portae, kolmo na dlouhou osu plodu, po zevním okraji trupu, pomocí naložení elipsy ukotvené ve 4 bodech. FL byla stanovena nastavením kaliperů na konce osifikovaných diafýz. Distální epifýzy, i pokud byly viditelné, zavzaty nebyly, stejně jako triangulární artefakty, které mohou falešně prodlužovat délku diafýzy [18]. Za růstově retardované plody jsme považovali ty, jejichž hmotnost byla podle referenčních ultrazvukových křivek pod 3. percentilem [1, 10, 19, 21]. Vyšetření provádělo 43 zkušených, zaškolených vyšetřujících a auditovaných pomocí expertního programu Astraia. Vyšetření byla provedena na sonografech Antares Acuson Premium Edition, Acuson 2000, Logiq 9 a Voluson E8. Statistické metody Zpracování dat probíhalo ve statistickém softwaru SPSS 18 (PASW) a matematickém softwaru Matlab. Pro analýzy podle týdnů byla použita všechna měření, včetně opakovaných (na stejné těhotné v různých týdnech dané gravidity), s výjimkou těch, kde bylo více pozorování ze stejného týdne. Následovalo stanovení konfidenčních intervalů, zjišťování signifikantně nižších/vyšších odhadů. Dostatečné množství dat umožnilo spočítat percentily exaktně, s přesností odhadnutou bootstrapovým konfidenčním intervalem pod hranicí přesnosti jednotlivého měření (milimetr, resp. gram). Výsledky naší studie byly s referenčními studiemi [1, 10, 19, 21] srovnávány testem dobré shody. VÝSLEDKY Výsledný soubor obsahoval vyšetření u těhotných. Z původního souboru získaného z databázového programu Astraia bylo vyřazeno celkem žen 360 jiné etnicity, 1152 s vícečetnou graviditou, vyšetřených mimo interval 19+0 a 42+6, 95 s nejistou datací stáří gravidity, 425 s BMI 35 kg/m 2, 27 s myomatózou deformující dutinu děložní či vrozenými anomáliemi dělohy, 485 s intrauterinně zjištěnou patologií plodu (těžkou vývojovou vadou plodu, hydropsem, ascitem, cystickým hygromem plodu, patologickými útvary v dutině břišní, chromozomálními aberacemi, plody s těžkým polyhydramniem, těžkým oligohydramniem či anhydramniem). Celkem 23 žen bylo vyřazeno pro anemizaci plodu s nutností intrauterinních transfuzí, 232 pro graviditu končící mrtvým plodem, 62 pro plody s abnormálními a patologickými PI v a. umbilicalis, 148 žen pro plody růstově retardované. Pouze jednou bylo vyšetřeno žen (medián počtu vyšetření = 1, maximum 11). Ve všech gestačních týdnech kromě 42. g.t. (tedy jen 42+0) přesáhl počet pozorování 500 (přerušovaná linie) (graf 1). Medián stáří těhotných v souboru byl 31,9 let (min 14,9; max 52,54). Hodnota BPD plodů v našem souboru je signifikantně vyšší téměř ve všech percentilech, v posledních týdnech se posun BPD nahoru u největších plodů redukuje. Celkově je u BPD našeho souboru menší interpercentilové rozpětí (graf 2). U hodnoty HC je 5. percentil signifikantně větší do 24+6 g.t. a nad 35+0 g.t., 95. percentil je od 28+0 g.t. signifikantně menší, v týdnech 19+0 až 24+6 Počet pozorování Graf 1 Graf ČESKÁ GYNEKOLOGIE 2014, 79, č. 4

4 Graf 3 Graf 4 Graf 5 Graf 6 je systematický signifikantní posun nahoru. Celkově vykazuje hodnota HC našeho souboru nižší míru variability (graf 3). Obvod trupu vykazuje signifikantně větší 5. percentil mezi 19+0 a 23+6 g.t., kde je systematický posun nahoru. 95. percentil je signifikantně menší (graf 4). U FL je signifikantní rozdíl 3. percentilu, který se dále s gestačním týdnem rozšiřuje, přičemž naše křivky 50. a 97. percentilu se téměř neliší od křivek referenčních (graf 5). Odhad fetální hmotnosti, který vychází z předchozích měření, se významně liší ve 3. percentilu. U grafu EFW je opět tendence ke snižování variability (graf 6). Hodnoty percentilů všech sledovaných parametrů pro jednotlivé g.t. uvádí tabulka 1. Ve sledovaném období jsme měli 582 měření pod 3. percentilem, což činí 1,41 % z celkového počtu měření v našem souboru. Test dobré shody pro testování námi získaných dat od referenčních byl proveden pro všechny parametry (tab. 2) podle údajů poskytnutých v původních pracích. Test nebylo možné v některých gestačních týdnech provést z důvodu chybějících dat referenčních studií. Pro naprostou většinu dat jsme ale dospěli k signifikantním odlišnostem na hladině významnosti p < 0, , 79, č. 4 ČESKÁ GYNEKOLOGIE 279

5 Tab. 1 Hodnoty biometrických parametrů (naše výsledky) BPD HC AC FL EFW Percentil [mm] [mm] [mm] [mm] [g] g.t. Počet ,00 46,00 50,50 155,00 170,00 184,00 129,00 147,00 162,00 28,00 31,00 35,00 249,43 315,88 389, ,00 49,00 53,45 166,00 180,50 195,00 140,00 156,50 173,00 30,00 33,80 37,50 297,05 370,20 455, ,00 51,00 56,00 174,00 189,00 204,50 147,00 165,00 183,00 32,00 35,70 40,00 336,39 419,73 524, ,09 54,00 59,50 182,00 199,00 217,00 155,00 174,00 194,00 34,00 38,00 43,00 380,30 490,86 627, ,70 57,00 63,00 189,00 211,00 230,56 164,00 186,00 207,12 36,00 41,00 45,50 437,92 591,31 755, ,00 60,50 66,68 204,00 223,00 243,00 177,00 198,00 220,00 39,00 44,00 49,00 538,66 699,37 884, ,00 64,00 70,00 214,00 236,00 256,00 186,00 209,00 233,00 42,00 46,00 52,00 630,68 817, , ,71 67,00 73,00 227,00 246,00 266,58 197,00 221,00 243,58 44,00 49,00 54,00 727,62 961, , ,00 70,00 76,00 236,00 257,00 277,00 210,00 232,00 256,26 46,00 51,50 56,00 865, , , ,00 73,00 80,00 250,00 269,00 289,00 221,00 243,00 272,96 50,00 54,00 59, , , , ,00 76,00 82,00 257,00 278,00 298,00 232,00 256,00 280,26 51,50 56,00 61, , , , ,00 79,00 84,00 268,00 287,00 307,00 243,00 266,00 292,00 54,00 59,00 63, , , , ,00 81,00 86,00 274,00 293,00 315,00 251,00 274,55 302,16 56,00 60,00 65, , , , ,00 83,00 89,00 280,00 300,00 322,00 257,00 283,00 314,78 57,50 62,00 67, , , , ,00 85,00 91,00 285,00 307,00 330,00 265,60 293,00 325,00 59,00 64,00 69, , , , ,44 86,00 93,00 292,00 313,00 335,00 271,00 303,00 336,00 61,00 66,00 71, , , , ,00 88,00 95,00 298,00 319,00 344,15 280,00 312,00 350,00 62,93 68,00 73, , , , ,00 90,00 97,00 304,00 324,00 349,00 290,00 320,00 356,54 64,00 69,50 74, , , , ,20 91,50 98,00 308,00 329,00 352,00 297,00 330,00 363,00 66,00 71,00 76, , , , ,00 93,00 99,00 313,00 333,00 355,00 307,00 337,00 370,00 67,00 72,00 77, , , , ,00 94,00 100,00 315,00 336,00 359,00 313,00 343,00 378,00 68,67 73,00 79, , , , ,00 95,00 100,00 317,00 340,00 360,00 320,00 350,00 382,00 70,00 74,50 79, , , , ,00 95,00 101,00 318,00 340,00 361,00 318,00 350,00 380,00 70,00 75,00 79, , , , ,00 95,00-328,00 340,00-332,00 359,00-72,00 76, , ,67 - DISKUSE Studie vychází pouze z ultrazvukových dat. Zatímco intrauterinní patologie, které by mohly ovlivnit fyziologický růst plodu, jsme ze souboru vyloučili, neprovedli jsme dodatečnou selekci podle patologií zjištěných až postnatálně. Nicméně, studovaný soubor obsahuje více než měření, takže můžeme předpokládat, že dodatečná selekce o patologické, postnatálně zjištěné stavy by výsledné křivky ovlivnila minimálně. Netestovali jsme pro účely této studie intraa interindividuální rozdíly v měření biometrických parametrů. Dlouhodobě sledujeme výsledky měření a výkon jednotlivých vyšetřujících pomocí expertního databázového systému Astraia. Ve 3měsíčních intervalech auditujeme variabilitu měření jednotlivých vyšetřujících a zjišťujeme, zda se neodlišují od očekávaných hodnot. Intraa interindividuální variabilita měření se dlouhodobě shoduje s očekávanou variabilitou, což zajištuje kompaktnost získaných dat. Všechny percentilové křivky v naší studii vykazují menší variabilitu než studie referenční, což zřejmě souvisí s větší homogenitou souboru a mnohem vyšším množstvím dat ve studii oproti výchozím studiím. Nejvýrazněji se tato nižší variabilita projevuje v gestačních týdnech 19+0 až 21+6 a 30+0 až 31+6, kde je také zaznamenán největší rozdíl naměřených hodnot studie oproti referenčním křivkám. Tento jev je možno chápat dvěma způsoby. Jednak větší množství vstupních dat utváří přesnější měření, které nám potvrzuje odlišnost našich a referenčních křivek, jednak ve výše uváděném období maximálních množství vyšetření se provádí povinný screening těhotných, tedy je vyšší zastoupení zdravých plodů oproti jiným gestačním týdnům, což opět utvrzuje v teorii, že se růstové křivky studie a referenční liší. Protože jsme porovnávali referenční a naše křivky, museli jsme ve dvou případech (HC, AC) porovnávat soubory s pátým percentilem namísto třetího, protože tak byly postaveny studie referenční. Abychom zjistili, jak ovlivňuje náš soubor zařazení či vyřazení plodů s odhadovanou hmotností pod hranicí 3. percentilu, normálními dopplerovskými parametry a bez vývojových vad, tedy SGA 280 ČESKÁ GYNEKOLOGIE 2014, 79, č. 4

6 Tab. 2 Porovnání našich výsledků v jednotlivých gestačních týdnech s referenčními hodnotami (statistická signifikance) gest. týden BPD HC AC FL EFW x x x p=0,241 x p=0,003 x p=0, p=0, p=0, p=0, x x x x p=0,373 x x p=0,754 p=0,551 x = test nebylo možné provést z důvodu chybějících dat z původních prací plody [6], testovali jsme vliv hodnot těchto plodů na hodnoty 3. percentilu celého souboru. Po navrácení kohorty (celkem 45 žen, 150 měření) SGA do studie se rozdíl ve 3. percentilu křivky pro EFW signifikantně nezměnil. Hranice 3. percentilu hmotnosti plodů v naší studii je posunuta výše, takže část plodů, které byly dosud podle referenčních studií považovány za eutrofické, můžeme podle našich pozorování již považovat za hypotrofické či SGA. Vzhledem k použité metodice měření lze vyloučit systematickou chybu, tedy větších ultrazvukových hodnot. Také můžeme vyloučit, že by naše datace gravidity dávala systematický nižší gestační stáří vyšetření o 2 4 dny. Referenční křivky a původní biometrické studie vycházely z let [1, 2, 4, 7, 9, 12, 15, 18]. Pro skutečnost, že plody v našem souboru jsou větší, nemáme uspokojivé vysvětlení. V literatuře nelze nalézt podporu pro spekulaci, že by vliv lepších životních podmínek a stravy měl vliv na hmotnost novorozenců. Dle údajů Ústavu zdravotnických informací a statistiky (dále ÚZIS ) hmotnosti plodů v ČR za porodu se v posledních 20 letech nemění [16]. Samotná hmotnostní struktura však nemusí dostatečně vypovídat o tom, zda neubylo makrozomních plodů diabetických matek a zda nepřibylo větších plodů z fyziologických těhotenství. O tom lze bohužel pouze spekulovat, protože data, která by tuto hypotézu mohla potvrdit, nejsou dostupná. Vliv může mít i to, že naše studie, na rozdíl od studií referenčních, je provedena výhradně na kavkazské (české) populaci s vysokým standardem preventivní péče. Referenční křivky vycházejí z hmotností novorozenců, přičemž datace gravidity na rozdíl od naší studie nebyla jednoznačně definovaná v prvním trimestru, tedy porodní hmotnost mohla patřit gestačně staršímu novorozenci. V naší studii jsme selektovali plody růstově retardované, ale nebyla provedena selekce makrozomních plodů, tedy plodů v úrovni nad 10. růstovým percentilem (tzv. large for gestational age, dále LGA ) [20]. Tento fakt mohl způsobit mírné vychýlení percentilových křivek směrem nahoru a ovlivnění hodnot 3., resp , 79, č. 4 ČESKÁ GYNEKOLOGIE 281

7 percentilů. Vzhledem ke skutečnosti, že se naše křivky 95., resp. 97. percentilů pohybují pro všechny parametry (tedy BPD, HC, AC i EFW) v úrovni referenčních, je ale ovlivnění nepravděpodobné. Dá se předpokládat, že perinatální výsledky dětí, které spadají hmotnostním odhadem pod nově stanovený 3. percentil, bude jiný než dosud a že samotná nižší hmotnost nemusí být rizikem abnormálního perinatálního vývoje. ZÁVĚR Stanovili jsme normální hodnoty základních ultrazvukových parametrů v těhotenství na reprezentativním souboru těhotných naší české (kavkazské bělošské) populace, a to při vyšetření žen s měřeními (pouze jednou vyšetřeno bylo žen). Zjistili jsme statisticky významné odchylky od referenčních studií, a to především v nižších gestačních týdnech. Námi studované plody mají signifikantně vyšší hmotnost a vykazují nižší míru variability oproti křivkám referenčním. Rozdíly ve studii jsou nejen signifikantní, ale i dlouhodobě konzistentní, což je dáno homogenností populace i množstvím vstupních dat. Výstupem práce jsou nové růstové křivky, které odpovídají české populaci. Podpořeno výzkumným záměrem MZ ČR RVO VFN LITERATURA 1. Altman, DG., Chitty, LS. Charts of fetal size: 2. Head measurements. Br J Obstet Gynaecol, 1994, 101, p Altman, DG., Chitty, LS. Charts of fetal size: Methodology. Br J Obstet Gynaecol, 1994, 101, p Bhide, R., et al. ISUOG Practice Guidelines: use of Doppler ultrasonography in obstetrics. Ultrasound Obstet Gynecol, 2013, 41, p Brenner, B., et al. A standard of fetal growth for the United States of America. Am J Obstet Gynecol, 1976, 126(5), p Burd, DA., et al. Is sonographic assessment of fetal weight influenced by formulaselection? J Ultrasound Med, 2009, 28, p Ego, A. Definitions: small for gestational age and intrauterine growth retardation. J Gynecol Obstet Biol Reprod (Paris), 2013, 42(8), p doi: /j.jgyn Epub 2013 Nov Gardosi, J., et al. An adjustable fetal weight standard. Ultrasound Obstet Gynecol, 1995, 6(3), p Hadlock, FP., et al. Estimation of fetal weight with the use of head, body, and femur measurements a prospective study. Am J Obstet Gynecol, 1985, 151, p Chitty, LS., Altman, DG. Charts of fetal size: 3. Abdominal measurements. Br J Obstet Gynaecol, 1994, 101, p Chitty, LS., Altman, DG. Charts of fetal size: 4. Femur lenght. Br J Obstet Gynaecol, 1994, 101, p Kovo, M., et al. Placental vascular pathology as a mechanism of disease in pregnancy complications. Thromb Res, 2013, 131 Suppl 1, p. S Kramer, MS., et.al. A new and improved population based Canadian reference for birth weight for gestational age. Pediatrics, 2001, 108(2), p Marconi, AM., et al. Comparison of fetal and neonatal growth curves in detecting growth restriction. Obstet Gynecol, 2008, 112(6), p Marková, J. Asistovaná reprodukce Ústav zdravotnických informací a statistiky České republiky [online] Dostupné z Marsal, K., et al. Intrauterine growth curves based on ultrasonically estimated foetal weights. Acta Paediatr, 1996, 85, p Rodička a novorozenec; Praha: Ústav zdravotnických informací a statistiky České republiky, 2013, 130 s. ISBN Salomon, LJ., et al. Estimation of fetal weight: reference range at weeks gestation and comparison with actual birthweight reference range. Ultrasound Obstet Gynecol, 2007, 29(5), p Salomon, LJ., et al. Practice guidelines for performance of the routine mid-trimester fetal ultrasound scan. Ultrasound Obstet. Gynecol, 2010, 37(1), p doi: /uog Snijders, RJ., Nicolaides, KH. Fetal biometry at weeks gestation. Ultrasound Obstet Gynecol, 1994, 4, p Weissmann-Brenner, A., et al. Maternal and neonatal outcomes of large for gestational age pregnancies. Acta Obstet Gynecol Scand, 2012, 91(7), p Yudkin, PL., et al. New birthweight and head circumference centiles for gestation ages 24 and 42 weeks. Early Hum Dev, 1987, 15, p Prof. MUDr. Pavel Calda, CSc. Gynekologicko-porodnická klinika 1. LF UK a VFN Apolinářská Praha pavel.calda@lf1.cuni.cz 282 ČESKÁ GYNEKOLOGIE 2014, 79, č. 4