Le poids de naissance est une mesure simple d’importance majeure dans l’analyse et la surveillance de la santé périnatale. La distribution du poids est un des 10 indicateurs de santé fœtale et néonatale utilisés dans l’étude Peristat de 2003 ^[1]. Depuis près d’un siècle, les courbes de poids à la naissance se sont succédées dans la littérature. À partir des mots clés Norms, References, Standards, Charts ou Curves, et de Fetal Birthweight ou Neonatal Birthweight dans PubMed, on peut recenser environ 80 références bibliographiques internationales présentant des courbes de poids.

Certaines références ont maintenant plusieurs dizaines d’années et ne sont plus pertinentes compte tenu de l’évolution des caractéristiques anthropométriques des populations, et de l’amélioration de la méthodologie de construction d’une courbe de croissance depuis les recommandations de l’OMS en 1978 ^[2], ^[3]. Il reste néanmoins difficile pour les cliniciens de trouver la courbe qui les satisfait totalement. Beaucoup sont basées sur des séries hospitalières et présentent des biais de sélection liés à l’environnement de la population concernée, à ses caractéristiques socio-démographiques ou à la particularité des services. Les courbes les plus anciennes regroupent fréquemment filles et garçons, d’autres plus récentes multiplient au contraire les paramètres de spécification du poids, donnant des références par sexe, parité, ethnie, ... ce qui complique leur utilisation.

Un des problèmes de construction des courbes est la mesure de l’âge gestationnel. En dehors de l’arrondi à la semaine d’âge gestationnel la plus proche ou à la semaine révolue, se pose le choix de la datation, basée sur la date des dernières règles et/ou sur l’échographie. La mesure de l’âge gestationnel est surestimée lorsqu’elle s’appuie sur la date des dernières règles, et aboutit à un infléchissement de la courbe de poids chez les enfants considérés comme post-termes ^[4]. L’utilisation de l’échographie gomme en partie les disparités de poids fœtal, et a pour conséquence le resserrement des valeurs autour de la moyenne ^[5].

L’exploitation de larges bases de données pour construire des courbes pose également le problème des erreurs d’âge gestationnel. Elles ont pour conséquence l’observation de distributions de poids par âge gestationnel qui s’éloignent de la distribution normale, présentant une allure bimodale ou une asymétrie par rapport à la moyenne ^[6]. Des méthodes statistiques ou cliniques ont été proposées pour identifier et corriger les combinaisons d’âge gestationnel et de poids incohérentes ^[7]. Enfin, le nombre d’enfants de petits âges gestationnels est parfois insuffisant et certaines références n’utilisent pas de mesures correctives pour prendre en compte ces imprécisions.

En amont de ces difficultés, une question de fond s’impose : l’objectif privilégié d’une courbe de poids est-il de décrire la distribution des poids de naissance en population ou de diagnostiquer individuellement l’apparition d’un retard de croissance ou d’une macrosomie ? Le premier point de vue amène à utiliser un échantillon représentatif de l’ensemble des naissances de la population ; le second conduit à sélectionner un échantillon de nouveau-nés de croissance « normale ». D’une référence à une autre, les pathologies retentissant sur le poids de naissance — mort-nés, pathologie vasculaire, diabète, malformations et anomalies congénitales — sont exclues ou non selon la sensibilité des auteurs. Autrement dit, quelle doit être la norme en matière de poids de naissance : est-ce le poids moyen observé dans la population, ou est-ce plutôt le poids moyen des enfants dont la croissance est supposée optimale ?

Goldenberg et al. ont proposé une revue de la littérature en 1989 portant sur une quinzaine de courbes de références anglo-saxonnes publiées à partir de 1963 ; leur objectif était de comparer les seuils de poids retenus comme le 10^e percentile et d’expliquer les différences observées ^[8]. La revue de la littérature présentée ici regroupe les principales courbes donnant des valeurs par sexe ainsi que quelques courbes dont l’utilisation fréquente en France justifiait qu’elles soient ajoutées à cette sélection, soit 19 publications au total de 1971 à 2001. Par ordre alphabétique du pays représenté ont été sélectionnées : 2 courbes allemandes ^[9], ^[10], 1 australienne ^[11], 3 canadiennes ^[12], ^[13], ^[14], 3 américaines ^[15], ^[16], ^[17], 2 françaises ^[18], ^[19], 1 irlandaise ^[20], 1 italienne ^[21], 1 norvégienne ^[22], 4 britanniques ^[23], ^[24], ^[25], ^[26], et 1 suédoise ^[27]. L’objectif de ce travail est de dégager les critères méthodologiques et statistiques orientant le choix d’une courbe de référence.

Le tableau I présente un descriptif des courbes de poids à la naissance : pour chacune d’entre elles sont synthétisés le pays, l’auteur, l’année d’étude (ou année moyenne de la période considérée), la sélection de l’échantillon et sa taille, la mesure de l’âge gestationnel utilisée, l’existence de mesures de correction statistique (gestion des aberrations entre poids et âge gestationnel et lissage), l’existence de données par sexe ou selon d’autres critères, ainsi que les poids moyens ou 50^e percentiles à 40 semaines.

On constate d’importantes disparités du poids de naissance moyen à 40 semaines d’un pays à l’autre, mais aussi d’une période à une autre dans des échantillons issus d’un même pays (fig. 1). Globalement, on voit une tendance à l’augmentation du poids de naissance au cours des décennies, et il existe des variations importantes de cette augmentation d’un pays à l’autre. Dans certains cas, cette évolution tient également aux différences de populations sélectionnées d’une étude à une autre dans un même pays. Prenons pour exemple les États-Unis et le Royaume-Uni ^[15], ^[17], ^[23], ^[25]. Le poids moyen dans le travail de Lubchenco et al. en 1955 est de 270 g plus bas que celui retrouvé par Alexander et al. en 1970. Au Royaume-Uni, le poids à 40 semaines est de 3 415 g en 1956 et de 3 582 en 1981. Plusieurs décennies se sont écoulées depuis la publication des premières courbes de croissance, et quelques travaux ont montré que le poids moyen des nouveau-nés à terme a augmenté de 50 à 100 g en une vingtaine d’années au Canada ^[13], au Royaume-Uni ^[28], ^[29], en Finlande ^[30] ou en Inde ^[31]. L’étude du registre des naissances en Norvège de 1967 à 1998 montre un gain de poids moyen à 40 semaines de 3,68 ± 0,05 g par an, soit un gain d’environ 100 g en 30 ans ^[22]. Cette évolution pourrait s’expliquer dans certains pays par l’augmentation de l’indice de masse corporelle en début de grossesse et de la prise de poids en cours de grossesse, ainsi que par la diminution du tabagisme maternel ^[2], ^[32].

Cette tendance à l’augmentation du poids de naissance au cours du temps n’a pas été mise en évidence en France entre les courbes de Leroy et Lefort et de Mamelle et al. ^[18], ^[19]. On constate par contre, de l’Enquête Nationale Périnatale de 1981 à celle de 1995, une augmentation du poids des garçons de 3 459 à 3 510 g et des filles de 3 313 à 3 361 g à 40 semaines d’aménorrhée ^[33].

Entre pays ou population, le travail réalisé par l’International Collaborative Effort (ICE) on Birthweight a montré que les écarts constatés sont parfois considérables ^[34]. L’étude Euronatal réalisée en Finlande, Suède, Norvège, Danemark, Écosse, Pays-Bas et Belgique, a vérifié l’hypothèse que le poids optimal moyen par population (celui associé à la plus faible mortalité périnatale) était variable, et conclut à l’importance de développer des références de poids de naissance spécifiques à chaque pays ^[35]. Compte tenu de l’origine ethnique et des caractéristiques anthropométriques d’une population, de la parité des femmes, des comportements alimentaires, des caractéristiques géographiques du lieu de résidence des patientes (l’altitude plus particulièrement), le poids moyen des nouveau-nés peut varier de quelques centaines de grammes à terme ^[32], ^[36]. En dehors de facteurs physiologiques ou des pathologies maternelles ou fœtales retentissant sur le poids, on connaît également le rôle très important du tabagisme et de facteurs sociaux, tels que le niveau d’éducation ^[37]. Pour exemple, la comparaison des distributions du poids de naissance entre 1970 et 1984, montre un écart de 358 g entre le poids de naissance médian des nouveau-nés de la population noire de Californie (3 186 g) et celui des bébés norvégiens (3 544 g) ^[34]. Au sein de l’Europe, dans une période de temps relativement concentrée, on constate une différence de 250 g du poids moyen, de la France à la Norvège en passant par le Royaume-Uni ^[19], ^[22], ^[26]. La description des échantillons permet parfois d’analyser ces écarts : dans les courbes canadiennes et américaines de Usher et al., Arbuckle et al., Lubchenco et al., et Brenner et al., les sujets d’origine caucasienne représentent respectivement 100 %, 90 %, 70 % et 53 % de la population ^[12], ^[13], ^[15], ^[16]. Comme autre exemple, on peut citer la proportion de primipares de 33 % dans la courbe de Brenner et al. contre 43 % dans celle d’Arbuckle et al. ^[13], ^[16]. Certains auteurs proposent donc des valeurs de poids de naissance par gestité, parité, taille, poids maternel, race, consommation d’alcool, de tabac, suivi de grossesse en privé ou public, et même classe sociale du mari ^[23], ^[38] ! L’ensemble de ces paramètres montre qu’il est difficile d’utiliser une courbe de poids à la naissance en dehors de la population à partir de laquelle elle a été construite. Le nombre de courbes publiées témoigne de l’insatisfaction des cliniciens et des épidémiologistes qui les amène à construire leur propre outil.

Parmi les courbes retenues pour cette revue, 10 ont été réalisées en population ^[10], ^[11], ^[13], ^[14], ^[17], ^[21], ^[22], ^[23], ^{[24] [27]} et 9 sur des échantillons non représentatifs de la population générale ^[9], ^[12], ^[15], ^[16], ^[18], ^[19], ^{[20] [25]}, ^[26]. Les variations importantes constatées dans un même pays illustrent les conséquences du choix des échantillons. Ainsi au Royaume-Uni, les 2 études en population donnent des valeurs de poids moyen à 40 semaines inférieures à celles des 2 études réalisées à partir de données de plusieurs maternités (3 415 et 3 400 g versus 3 535 et 3 582 g) ^[23], ^[24], ^[25], ^[26](fig. 2). Le poids desprématurés est par contre plus faible dans ces 2 séries hospitalières. On constate une différence de poids de plus de 200 g à 32 semaines entre la courbe de Keen et Pearse et celle de Milner et al. ^[24], ^[25]. Les facteurs qui distinguent ces études sont très nombreux : origine géographique, critères d’exclusion, datation de la grossesse, année d’étude, … La description de la méthodologie de certaines publications permet parfois de formuler des hypothèses sur les différences constatées : entre deux pays d’Europe comme la France et le Royaume-Uni, à 3 ans d’écart, la différence de poids de 136 g constatée entre la courbe de Mamelle et al. et celle de Wilcox et al. peut s’expliquer par divers arguments ^[19], ^[26]. Dans l’étude anglaise, on peut penser que les critères d’exclusion plus stricts (grossesses multiples, mères transférées, anomalies congénitales, mort-nés) qui aboutissent à l’exclusion de 7,5 % de la population (contre 3,5 % dans l’analyse française), ainsi qu’une proportion moindre de mères d’origine étrangère (7 % versus 20 % dans l’étude française) peuvent expliquer le poids de naissance plus important observé.

Au fil des années, l’échographie obstétricale a supplanté l’utilisation de la date des dernières règles pour dater la grossesse. D’une courbe de poids à la naissance à l’autre, la datation est tantôt basée sur la date des dernières règles seule ^[17], ^[18], ou associée à la clinique ^[11], ^[27], tantôt échographique seule ^[26], tantôt mixte ^[19]. Le retentissement de l’utilisation de l’une ou l’autre de ces méthodes n’est pas négligeable, et le débat opposant les deux méthodes dans la construction des courbes est ancien ^[39], ^[40]. Lorsque la date des dernières règles est utilisée, des métrorragies du premier trimestre peuvent être confondues avec un cycle menstruel et le terme de la grossesse est alors sous-estimé. Mais le plus souvent, la mesure de l’âge gestationnel est surestimée, en raison de l’allongement de la phase folliculaire qui retarde la date de la fécondation. D’après Kramer et al., sur 8 nouveau-nés considérés comme post-terme (42 semaines et plus) lorsque la date des dernières règles est utilisée, 7 sont en réalité des enfants à terme ^[39]. Cette erreur aboutit à l’observation de poids de naissance relativement bas chez des enfants considérés comme post-termes, et explique en partie l’infléchissement des courbes de croissance au-delà de 40 semaines, par exemple celle de Milner et al.(fig. 2). Cette diminution du poids post-terme n’a pas d’explication physiologique, et les courbes échographiques ne retrouvent pas cette tendance ^[41], ^[42], ^[43]. En pratique clinique, lorsque la mesure de l’âge gestationnel est différente de celle utilisée dans la courbe, l’estimation de la proportion de retards de croissance peut être sur ou sous-estimée. La date des dernières règles peut néanmoins donner une estimation correcte du terme lorsqu’elle est confrontée et corrigée par l’examen clinique ^[40]. Certains auteurs utilisent également le score de Dubowitz et al. pour vérifier le terme à la naissance en appréciant la maturité du nouveau-né ^[44].

Mongelli et al. ont étudié plusieurs stratégies de datation : l’échographie a une meilleure valeur prédictive de la date d’accouchement chez les enfants à terme que l’association échographie-date des dernières règles ou la date des dernières règles seule ^[45]. Cependant, la datation échographique peut entraîner des erreurs car elle utilise la biométrie fœtale — la taille et donc indirectement le poids du fœtus — pour déterminer l’âge gestationnel, et est affectée par les variations de ceux-ci. Une étude canadienne portant sur la différence entre datation clinique et échographique a montré que lorsque la datation basée sur la date des dernières règles était supérieure à la datation échographique de 7 jours et plus, le poids de naissance moyen des nouveau-nés était plus faible que le poids des enfants dont les datations concordaient ^[5]. Cette association restait significative après ajustement sur les facteurs physiologiques et pathologiques affectant le poids fœtal. Une datation plus élevée à partir de la date des dernières règles est plus fréquente pour les fœtus de sexe féminin, les fœtus malformés, les primipares, les fumeuses, et les mères présentant certaines pathologies pendant la grossesse. On peut donc supposer que l’observation d’une petite taille — et donc indirectement d’un petit poids — en début de grossesse amène à sous-estimer le terme de la grossesse, et à augmenter l’écart entre datation échographique et clinique. La datation échographique tend à gommer les différences de poids, en donnant un âge gestationnel moindre aux petits fœtus, et inversement un terme supérieur aux grands — gros — fœtus. Les conséquences sur une courbe de poids à la naissance sont de resserrer les 10^e et 90^e percentiles autour de la moyenne. En pratique, la datation échographique est donc vraisemblablement plus exacte, mais diminue l’identification des enfants porteurs de retard de croissance et de macrosomie.

Le sexe du nouveau-né modifie le poids de façon majeure indépendamment d’autres facteurs, et le poids plus faible des filles par rapport aux garçons n’est pas un facteur de risque de morbidité néonatale ^[46]. L’utilisation de courbes regroupant filles et garçons conduit à méconnaître un retard de croissance chez des bébés garçons et à en diagnostiquer chez des filles en bonne santé. La recherche des facteurs physiologiques affectant le poids des enfants en Europe montre que les garçons pèsent en moyenne 120 g de plus que les filles à 40 semaines d’aménorrhée ^[47]. Les courbes par sexe semblent néanmoins peu utilisées en France : on peut supposer que la prise en compte du sexe fœtal complique la surveillance de la croissance, et rend plus difficile le respect du choix des parents de connaître ou non le sexe de leur enfant.

La construction de courbes de poids à la naissance fait appel à l’utilisation de bases de données importantes issues d’un recueil de données en routine dans des registres de naissance ou des maternités. L’étude de la qualité des données doit tenir compte en particulier de la cohérence entre âge gestationnel et poids. L’hypothèse sous-jacente est que la distribution du poids par âge gestationnel doit être normale. Les erreurs constatées sont de diverses origines : le plus souvent, il s’agit d’erreurs humaines, de saisie en particulier, qui sont indépendantes du poids et de l’âge gestationnel. Selon l’âge gestationnel, les erreurs ont des conséquences différentes. Ainsi, des erreurs aléatoires classant à tort des prématurés parmi les enfants à terme influencent peu la distribution du poids à terme, alors que des erreurs classant des enfants à terme parmi les prématurés ont un retentissement plus important en raison du faible effectif des prématurés (fig. 3) ^[6]. Ainsi, le poids moyen aux petits âges gestationnels peut être dévié « vers la droite » et le 90^e percentile être surestimé en raison de quelques enfants présentant un poids important incompatible avec l’âge gestationnel. On peut constater des écarts importants dans ce cas entre 50^e percentile et moyenne.

Certains auteurs proposent d’éliminer cliniquement les datations aberrantes par l’utilisation du score de Dubowitz et al. à la naissance ^[38]. Plusieurs méthodes statistiques sont également proposées dans la littérature pour tester la normalité de distribution du poids par âge gestationnel, éliminer les données aberrantes ou les corriger ^[7], ^[48], ^[49], ^[50].

L’exclusion des données manquantes entraîne vraisemblablement un biais car ces cas correspondent plus souvent à des patientes mal suivies, de milieu socioculturel défavorisé : le poids moyen des enfants exclus pour âge gestationnel incertain est inférieur de 80 g aux poids moyen des nouveau-nés inclus dans la courbe de Thomson et al. au Royaume-Uni ^[23]. En outre, le pourcentage de cas exclus est très variable et doit alerter le lecteur lorsqu’il est important : il est de 27 et 39 % dans les courbes de Leroy et Lefort et de Lubchenco et al. ^[15], ^[18].

Très peu de courbes sont présentées sans que soit réalisé en dernier lieu un lissage des valeurs de poids pour donner à la croissance une allure régulière ^[51]. Cela consiste à modéliser le poids fœtal en fonction de l’âge gestationnel à l’aide d’un modèle polynomial, le plus souvent de degré 3 ou 4. L’opération peut être répétée pour chaque percentile ^[52]. Aux petits âges gestationnels, les effectifs plus faibles peuvent entraîner des irrégularités importantes liées aux fluctuations d’échantillonnage (fig. 4). La solution qui consiste à pondérer cette modélisation par l’inverse des effectifs par âge gestationnel (ou par un de ses produits) permet de donner une importance moindre aux valeurs des petits échantillons en privilégiant l’allure de la courbe déterminée par les enfants plus matures, en plus grand nombre par âge gestationnel ^[14], ^[20]. Certains auteurs préfèrent cependant respecter les valeurs fluctuantes de poids de naissance observées et les interpréter selon l’âge gestationnel ^[10], ^[11], ^[13].

Dans l’ensemble des courbes disponibles dans la littérature, la plupart des auteurs sélectionnent un échantillon de nouveau-nés « en bonne santé », de croissance supposée optimale, plutôt qu’un échantillon représentatif de la population générale. Pour l’obstétricien ou le pédiatre, une bonne courbe de poids est une courbe qui permettra d’identifier correctement un retard de croissance, en raison de son association avec la morbidité et la mortalité néonatale. La préoccupation liée au dépistage du retard de croissance est privilégiée par rapport à la perspective de décrire l’ensemble de la population. Dans le premier cas, l’échantillon doit sélectionner des nouveau-nés dont la croissance est idéale, nouveau-nés qu’on peut qualifier de « supernormaux », dans le second, l’échantillon de population doit être représentatif de l’ensemble des nouveau-nés.

Lorsqu’une courbe de poids est réalisée avec l’ensemble de la population, elle donne le poids moyen des nouveau-nés, quel que soit leur état de santé. Elle est un indicateur descriptif de santé périnatale qui peut être comparé d’une population à l’autre ou dans le temps. La sélection d’enfants vivants sans pathologie répond à un autre objectif, celui d’utiliser la courbe de poids comme un outil de dépistage du retard de croissance. L’utilisation d’une courbe « supernormale » conduit à définir des seuils de poids de naissance plus élevés et permet le dépistage de davantage d’enfants de petit poids pathologique. Les limites fixant la « normalité » sont variables suivant les auteurs. À l’exception de quelques courbes ^[9], ^[10], ^[13], ^[14], ^[22], la population d’analyse élimine très fréquemment les mort-nés. Les critères d’exclusion parfois très nombreux — mort-nés, grossesses gémellaires, pathologies maternelles (infection, diabète, anémie, infection urinaire...) et fœtales (malformations) — aboutissent à éliminer jusqu’à 25 % de la population dans certains cas ^[53]. La variabilité de ces critères rend difficile les comparaisons entre courbes de poids à la naissance. Enfin, les affections retenues (mort-nés, malformations et anomalies congénitales, pathologie vasculaire, diabète…) étant plus fréquentes parmi les naissances prématurées, cette sélection concerne plus fréquemment les petits âges gestationnels que les enfants à terme. Cette perte d’effectif peut poser des difficultés en réduisant les effectifs déjà faibles de l’extrême prématurité.

Quelle que soit la courbe, l’observation des enfants nés diffère de l’observation de tous les enfants, nés et in utero, de même âge gestationnel, et le terme de croissance « intra-utérine » est fréquemment employé de façon abusive. Chez les prématurés en particulier, il existe une association entre la naissance, qu’elle soit spontanée ou induite, et le défaut de croissance. Dans l’étude EUROPOP portant sur 17 pays européens de 1994 à 1997, 33 % des naissances vivantes de singletons entre 22 et 36 SA présentaient une restriction de croissance au 10^e percentile (défini sous l’hypothèse d’un coefficient de variation – rapport écart-type sur moyenne semblable à celui observé à terme) ^[47]. L’observation de cet échantillon biaisé explique l’infléchissement des courbes de poids à la naissance entre 22 et 32 semaines, et conduit à sous-estimer le poids moyen de l’ensemble des fœtus et enfants aux petits âges gestationnels. Chez les enfants à terme, le dépistage des macrosomies fœtales et les décisions d’extraction constituent un autre exemple d’association entre la naissance, et l’excès de poids cette fois. En Suède, Marsal et al. ont proposé une courbe de croissance construite à partir de l’observation longitudinale de fœtus in utero, et montrent que la croissance est d’allure linéaire ^[41]. La proportion d’enfants de petit poids de naissance (inférieur à 2 déviations standard) entre 25 et 30 semaines est estimée à 32 % lorsqu’on utilise sa courbe intra-utérine et de 21 % avec une courbe suédoise de référence des poids à la naissance.

Elles s’appuient sur la prise en compte de paramètres individuels ainsi que sur une modélisation de la croissance fœtale in utero. Elles permettent pour ces raisons de s’affranchir du biais décrit précédemment, lié à l’observation d’un échantillon de nouveau-nés. Cette alternative a été proposée au début des années 1990 par un auteur anglais ^[54]. Au lieu de considérer le poids fœtal moyen comme poids de référence, Gardosi et al. ont proposé une estimation individuelle du poids de naissance optimal. Un outil accessible sur internet ( http://www.gestation.net) a été élaboré pour permettre aux cliniciens de construire une courbe de poids adaptée à chaque enfant ^[55]. Gardosi et al. ont mesuré dans la population britannique l’effet des paramètres physiologiques individuels influençant le poids de naissance, c’est-à-dire la taille et le poids maternels, la parité, l’ethnie et le sexe du nouveau-né, et proposent une formule donnant le poids à 40 semaines en fonction de ces éléments ^[56]. La taille paternelle joue un moindre rôle, et l’absence fréquente de cette donnée rend son utilisation difficile en pratique ^[57]. À partir de cette estimation, le poids fœtal optimal est décliné quel que soit l’âge gestationnel en utilisant la modélisation de la croissance proposée par Hadlock et al. à partir de la surveillance échographique de nouveau-nés « normaux » ^[58]. Les 10^e et 90^e percentiles sont déclinés de la même façon à partir des 10^e et 90^e percentiles observés à 40 semaines.

Cette démarche permet de prendre en compte les critères biologiques influençant le poids de naissance en s’affranchissant des biais liés aux caractéristiques des populations dans les différentes courbes post-natales. Elle concrétise l’interprétation récurrente du poids fœtal qui consiste à modérer le diagnostic de petit poids ou de macrosomie selon que la mère est de petite taille, grande multipare, d’origine ethnique particulière. La modélisation utilisée donne aussi une courbe d’allure linéaire (contrairement aux courbes de poids à la naissance d’allure sigmoïde) qui représente la croissance normale in utero.

Le concept de norme de poids est depuis longtemps débattu et cette méthode remet en cause l’utilisation d’une norme unique en population ^[59]. Chaque sujet devient son propre témoin, et le poids du nouveau-né est comparé à son poids optimal théorique compte tenu de son potentiel individuel de croissance. Cette définition du poids fœtal aboutit à distinguer le petit poids constitutionnel du petit poids pathologique, et la terminologie de « retard de croissance » est remplacée par celle de « restriction de croissance » ^[60].

Mongelli et Gardosi ont montré que les enfants constitutionnellement petits, considérés comme porteurs d’un retard de croissance en utilisant un poids de référence en population, ont une morbidité et une mortalité comparables à celles des enfants eutrophiques ^[61]. Comparée au diagnostic de retard de croissance, la restriction de croissance définie individuellement est mieux associée aux scores d’Apgar, aux indices morphométriques, à l’extraction pour souffrance fœtale, aux décès in utero et néonatals, ainsi qu’à l’admission du nouveau-né en unité de néonatologie ^[62], ^[63]. Cette approche répond donc aux préoccupations du clinicien, mais son application compliquant la pratique quotidienne, elle s’est peu développée jusqu’à présent.

Cette revue de la littérature des courbes de poids à la naissance montre leur diversité. La recherche d’une courbe nécessite d’appréhender un grand nombre d’éléments méthodologiques et statistiques, et le choix peut ne pas aboutir à une solution tout à fait satisfaisante.

Une réflexion s’impose d’abord sur les caractéristiques des populations des courbes disponibles et sur leur comparabilité avec celle de la population cible. Il faut privilégier les courbes réalisées en population ou les échantillons représentatifs plutôt que les séries hospitalières. L’étude du poids des enfants à terme, et plus particulièrement du poids moyen à 40 semaines d’âge gestationnel, peut être pris comme point de repère pour comparer des courbes : compte tenu de l’effectif de naissances, c’est à cette date que l’estimation du poids est la plus fiable et la moins sujette à la sélection liée à l’observation des naissances.

Les caractéristiques anthropométriques des populations et les indicateurs de santé périnatale évoluent, et l’actualisation des courbes est indispensable. Par rapport aux références datant de quelques décennies, les courbes récentes présentent souvent l’avantage de donner des valeurs de référence pour l’extrême prématurité, et d’être présentées par sexe.

Il semble raisonnable de tenir compte du sexe comme paramètre d’ajustement dans la pratique clinique quotidienne. L’utilisation de courbes selon d’autres critères est plus discutable : présenter des courbes par origine ethnique, parité, altitude, niveau socio-économique, … équivaut à considérer ces facteurs comme constitutionnels alors qu’ils sont parfois associés à certaines pathologies. En outre, l’utilisation de courbes « multicritères » est rapidement compliquée : donner des valeurs par sexe et parité aboutit au minimum à 4 courbes (fille/garçon × primipare/multipare).

Une attention particulière doit être portée au nombre de prématurés inclus dans l’échantillon des naissances, ainsi qu’à la borne inférieure d’âge gestationnel à partir de laquelle les valeurs de poids sont disponibles. Le nombre total de sujets inclus est très variable d’une courbe à l’autre : cela va de 300 enfants à 3 millions selon les auteurs ^[12], ^[17]. La courbe d’Usher et al. donne des valeurs de poids dès 25 semaines alors que l’analyse porte sur 56 enfants entre 24 et 32 semaines, soit moins de 10 enfants par semaine d’aménorrhée ^[12]. Le manque de précision dans l’estimation du poids de naissance porte à la fois sur le poids moyen et l’écart-type. La figure 4 illustre les fluctuations de poids et le manque de précision des mesures retrouvées sur la courbe de Keen et Pearse avec un faible échantillon de prématurés ^[25]. La précision des résultats peut également être explorée par le calcul du coefficient de variation, c’est-à-dire le ratio déviation standard sur moyenne : il atteint des valeurs d’environ 20 % chez les prématurés et diminue souvent à moins de 15 % chez les enfants à terme. Certains auteurs font le choix raisonnable de ne présenter les données qu’à partir de 32, voire 34 semaines d’aménorrhée, compte tenu de la taille de leur échantillon (Thomson et al., n = 46 703 ou Hayes et al., n = 8 050). L’existence d’un poids de référence au minimum à partir de 28 semaines d’âge gestationnel semble indispensable. Si on considère que le taux de grands prématurés (moins de 33 semaines d’aménorrhée) est de 1,1 % en France en 2003 ^[64], il faudrait en France inclure 90 900 nouveau-nés au total pour obtenir 1 000 grands prématurés, soit quelques dizaines ou centaines de cas par semaine entre 22 et 32 semaines.

En France, on dispose des courbes de référence de Mamelle et al., réalisées à partir d’un échantillon de naissances vivantes uniques entre 1984 et 1988 dans des maternités participant au réseau sentinelle AUDIPOG (Association des Utilisateurs de Dossier Informatisé en Pédiatrie, Obstétrique et Gynécologie). Ces courbes ne sont pas satisfaisantes puisque le 10^e percentile est trop faible : d’après ce standard, 7,6 % des nouveau-nés de l’échantillon des naissances vivantes uniques de l’enquête nationale périnatale de 1995 étaient hypotrophes ^[65]. Les courbes françaises de Leroy et Lefort et de l’AUDIPOG sont mal adaptées du fait de leur faible représentativité et de leur ancienneté ; les données successives des enquêtes nationales périnatales sont vraisemblablement une opportunité à la construction d’une courbe de référence représentative française.

Les courbes de poids à la naissance sont un outil parmi d’autres, utilisés comme références du poids fœtal. Dans la pratique obstétricale, la coexistence dans les services de référence(s) échographique(s) et d’une courbe de poids à la naissance peut être une contrainte supplémentaire dans le choix d’une courbe. Il faut probablement se contenter de rechercher une adéquation des poids de référence postnatals et échographiques chez les enfants à terme. Des disparités persisteront en effet en raison de la méthodologie de construction des courbes échographiques : elles sont fréquemment établies sur de petites séries hospitalières, sur une population ciblée de fœtus en bonne santé, observés in utero, avec utilisation de la datation échographique, et une allure linéaire de la croissance ainsi qu’une dispersion des poids moindre par âge gestationnel. Dans la surveillance échographique de la croissance fœtale, les obstétriciens ont à leur disposition diverses formules d’estimation du poids fœtal qu’ils appliquent à la biométrie pour calculer le poids in utero, mais les courbes de croissance in utero sont rares. Les courbes à la naissance sont dissociées de ces courbes in utero chez les prématurés puisqu’elles présentent des valeurs de poids plus faibles ^[41], ^[42], ^[43]. Le diagnostic de retard de croissance lorsqu’on utilise une courbe à la naissance donnera donc des faux négatifs. Dans la pratique clinique, la biométrie fœtale et la cinétique de la croissance donnent de meilleurs arguments pour poser le diagnostic de retard de croissance que la référence à une courbe à la naissance, en particulier lorsqu’il s’agit de surveiller le poids aux petits âges gestationnels.

Adopter le calcul du poids optimal ajusté sur les paramètres individuels est une alternative élégante. Cette solution abolit le concept de normalité en population et privilégie celui d’un potentiel individuel. Elle permet en aval de s’affranchir d’un grand nombre de critiques adressées aux courbes de poids à la naissance : biais de sélection de la population, biais lié à l’observation des naissances, allure de la croissance, gestion des valeurs aberrantes, petits effectifs, … Le modèle d’estimation de poids de Gardosi et al. a été établi dans la population britannique des environs de Nottingham, mais l’étude EUROPOP a montré la relative stabilité du rôle des différents facteurs physiologiques retentissant sur le poids dans une population européenne ^[47]. Dans d’autres populations, nord américaines ou d’Europe du Nord, la recherche de l’influence des facteurs physiologiques individuels est probablement envisageable à partir des bases de données dores et déjà utilisées pour la construction de courbes de poids à la naissance.

On peut néanmoins discuter la pertinence de certains paramètres pris en compte dans le modèle de Gardosi. L’origine ethnique est un facteur de risque de petit poids mais ce facteur est associé à d’autres critères (socio-économiques, pathologiques) retentissant sur le poids. Le rôle de la parité est également complexe : le potentiel génétique de l’enfant est vraisemblablement équivalent chez la primipare ou la multipare, mais certains facteurs associés à la primiparité (hypertension, pré-éclampsie…) tendent à diminuer la croissance ^[66]. Ajuster le poids de naissance sur l’origine ethnique ou la parité, équivaut à donner une valeur de « poids normal » plus basse aux enfants des femmes concernées, sans qu’ils soient considérés comme porteurs d’un retard de croissance. Cette solution gomme donc en partie les effets de certaines pathologies liées à ces variables.

Cette revue de la littérature ne remet pas en cause l’intérêt des courbes de poids à la naissance. Elles sont le reflet de l’état de santé périnatale et témoignent de son évolution. Néanmoins, si l’analyse de la qualité d’une courbe de poids à la naissance est un exercice intellectuel intéressant, elle peut exaspérer et décourager le clinicien. Le pragmatisme est de rigueur lorsqu’il s’agit de choisir une courbe, à défaut la tentation de construire toujours et encore de nouvelles références est compréhensible. Les courbes ajustées au niveau individuel peuvent pallier dans certains cas l’absence de courbe satisfaisante.