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Biométrie fútale : 
standards de croissance 
et croissance individuelle 
AM Guihard-Costa 
O Thiebaugeorges 
P Droullé 
34-750-B-10 
R é s u m é. – La biométrie foetale repose sur la construction de standards de 
croissance les plus fiables possible, puis sur leur utilisation pour l’appréciation de la 
croissance d’un sujet donné. La méthodologie revêt une importance toute 
particulière : l’aspect final des courbes de croissance dépend des choix opérés lors de 
la construction des standards de croissance. Dans cet exposé, les choix concernant 
les techniques de mesure, la datation, la composition et la taille de l’échantillon, les 
méthodes d’analyse statistique sont définis et discutés. On distingue également 
l’évaluation « statique » de la croissance foetale (gabarit) de l’évaluation « dynami-que 
» (vitesses de croissance). Des exemples de standards de croissance statiques 
et/ou dynamiques sont donnés pour le diamètre bipariétal (DBP), le diamètre 
abdominal transverse (DAT), la longueur du fémur (LF), le périmètre crânien (PC) et le 
périmètre abdominal (PA). La variabilité individuelle de croissance fait l’objet d’une 
évaluation qualitative et quantitative. Son amplitude n’est pas constante au cours de 
la gestation : la variabilité est faible au cours des deux premiers trimestres, mais très 
importante au troisième. L’augmentation considérable de la variabilité en fin de 
gestation remet en cause l’intérêt de la biométrie échographique du troisième 
trimestre à 31 ou 34 semaines d’aménorrhée (SA) dans les populations à bas risque. 
© 1999, Elsevier, Paris. 
Introduction : problématique de l’étude 
biométrique de la croissance foetale 
Les études de la croissance humaine et particulièrement de la croissance 
foetale renvoient constamment à deux types d’interrogations : 
– comment choisir les standards de croissance les plus fiables possible ? 
– comment utiliser ces standards pour l’appréciation de la croissance 
d’un sujet donné ? 
Les réponses à ces questions ne sont pas aussi évidentes qu’il y paraît en 
première analyse. Il existe en effet un grand nombre de standards de 
croissance disponibles et l’on peut hésiter sur le choix du standard à 
utiliser. D’autre part, il est légitime de se demander dans quelles limites 
ces « normes » sont applicables à n’importe quel sujet, qu’il soit ou non 
issu de la même population. 
Anne-Marie Guihard-Costa : Docteur ès Sciences, EP 1781 CNRS, Iresco, 59, rue 
Pouchet, 75849 Paris cedex 17, France. 
Olivier Thiebaugeorges : Docteur en Médecine. 
Pierre Droullé : Praticien hospitalier. 
Maternité régionale, 10, rue du Docteur-Heydenreich, 54042 Nancy, France. 
Toute référence à cet article doit porter la mention : Guihard-Costa AM, 
Thiebaugeorges O et Droullé P. Biométrie foetale : standards de croissance et 
croissance individuelle. Encycl Méd Chir (Elsevier, Paris), Gynécologie/Obstétrique, 
5-013-C-10, Radiodiagnostic – Urologie-Gynécologie, 34-750-B-10, 1999, 19 p. 
Diversité des standards de croissance foetale 
Dans la littérature mondiale, il existe un grand nombre de courbes de 
croissance de référence pour chaque variable biométrique, mais ces 
courbes standards peuvent différer beaucoup les unes des autres. Cette 
hétérogénéité des standards de croissance mondiaux a deux causes : la 
diversité des méthodes utilisées pour leur élaboration et les différences 
de structure des populations étudiées. 
Diversité des modes de construction des standards de croissance 
Elle concerne tous les stades méthodologiques, du choix de la taille de 
l’échantillon au choix du modèle mathématique de lissage des courbes. 
C’est ainsi que certaines courbes standards sont construites à partir de 
quelques centaines de sujets [8, 29, 32], d’autres en réunissent plusieurs 
centaines de milliers [2, 5]. Le mode de recueil des données peut 
également être très différent d’un standard à l’autre, avec des variations 
importantes dans les techniques de mesure échographiques et la 
précision de ces mesures. Enfin, le mode de construction mathématique 
des courbes standards (calcul des paramètres statistiques de la variation, 
mode de lissage des courbes) est souvent différent d’une étude à l’autre. 
Ces variations méthodologiques peuvent avoir des conséquences 
importantes sur l’aspect final des courbes de croissance, sur la 
détermination des percentiles extrêmes et donc sur la définition des 
« seuils » de normalité. 
Diversité des populations de référence 
Les différences constatées entre les standards de croissance disponibles 
dans la littérature peuvent également avoir pour origine les différences 
de structure des échantillons populationnels étudiés. Les différences 
© Elsevier, Paris ENCYCLOPÉDIE MÉDICO-CHIRURGICALE 34-750-B-10
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
dans la composition ethnique ou sociologique des échantillons jouent 
évidemment un grand rôle dans la diversité des normes de croissance, 
mais les critères de sélection d’ordre médical interviennent également. 
C’est ainsi que certains standards prennent en compte tous les foetus ou 
nouveau-nés examinés en un lieu et dans un laps de temps donnés [4], 
d’autres excluant certains sujets, comme les jumeaux et/ou les mort-nés, 
les sujets malformés, les grossesses pathologiques [3, 24, 29], etc. 
Une norme ou des normes ? 
Les disparités génétiques, sociologiques et médicales créent une 
mosaïque de sous-unités populationnelles distinctes. La question se pose 
alors de savoir s’il convient d’utiliser des « normes » de croissance pour 
chacun de ces sous-groupes, ou un nombre restreint de normes à valeur 
universelle. 
Le clinicien peut choisir d’élaborer ses propres standards de croissance 
à partir d’une population de référence locale. Cette solution est 
certainement la plus fiable, moyennant quelques précautions 
méthodologiques que nous détaillerons plus loin, mais elle nécessite un 
investissement pratique parfois difficile à réaliser. L’autre solution 
consiste à choisir un standard de croissance parmi ceux de la littérature. 
Ce choix ne peut s’opérer uniquement sur des critères de fiabilité 
méthodologique, mais doit pondérer les avantages respectifs des 
différents standards disponibles en matière de spécificité et de 
sensibilité. Les critères méthodologiques du choix des standards de 
croissance seront abordés plus loin dans le texte. 
Diversité des variables biométriques 
Les variables biométriques pour lesquelles il existe des standards de 
croissance sont très nombreuses. On peut les classer en deux groupes : 
– les variables représentatives de la croissance staturopondérale du 
foetus : entrent dans ce groupe toutes les dimensions linéaires de la tête 
(diamètre et périmètre crâniens), des membres (longueur du fémur…) 
et du tronc (diamètre et périmètre abdominaux …), mais également le 
poids du corps estimé, calculé à partir de ces dimensions linéaires ; 
– les variables plus spécifiques, représentatives de la croissance d’un 
organe donné (dimensions et volume du rein, du cerveau…) ; ces 
variables ne sont pas utilisées pour le dépistage des anomalies de la 
croissance globale du foetus, mais dans le cadre de la détection et du suivi 
de certaines affections viscérales. 
Nous n’évoquerons ici que les variables représentatives de la croissance 
staturopondérale, les plus utilisées en pratique médicale courante. 
Problèmes liés à l’utilisation pratique 
des standards de croissance 
L’utilisation pratique d’un standard de croissance, même si celui-ci est 
choisi à partir de critères rigoureux, se heurte à deux difficultés : 
– à partir d’un standard donné, quel seuil doit-on prendre en compte 
pour délimiter la croissance pathologique de la croissance normale ? Ce 
seuil doit-il être le même pour tous les paramètres biométriques ? 
– comment évaluer correctement la croissance d’un individu à partir de 
standards de croissance moyens ? La comparaison, à un âge donné, des 
dimensions d’un sujet avec des valeurs de référence suffit-elle à détecter 
toute anomalie de la croissance ? 
C’est à l’ensemble de ces questions méthodologiques et pratiques que 
nous nous proposons ici de répondre. Nous envisagerons tout d’abord 
l’importance de la méthodologie dans la construction des standards de 
croissance. Puis nous fournirons un certain nombre de courbes standards 
échographiques permettant une évaluation « statique », mais aussi « 
dynamique » de la croissance foetale. Enfin, nous discuterons la 
variabilité individuelle de croissance et ses conséquences sur 
l’évaluation de la croissance foetale. 
Méthodes de construction des standards 
de croissance foetale 
Techniques de mesure des principaux paramètres 
biométriques ; précision des mesures 
Les principaux paramètres concernent la croissance 
cranioencéphalique, la croissance tronculaire et la taille. Ils permettent 
d’approcher la croissance staturopondérale. 
1 Mesure du diamètre bipariétal (17 SA). Coupe axiale à l’endroit où le crâne est 
le plus large. Les calibreurs sont positionnés sur le bord externe de l’os pariétal 
proximal et sur le bord interne de l’os pariétal distal (flèches). Tels qu’ils sont définis, 
les échos pariétaux sont à égale distance des structures médianes. 1. Faux du 
cerveau ; 2. cavité du septum pellucidum ; 3. plexus choroïde. 
2 Mesure du périmètre crânien (27 SA). Les repères échoanatomiques sur cette 
coupe sont constitués par la faux du cerveau (1), en avant et en arrière, la cavité du 
septum pellucidum (2), le thalamus (3), le glomus du plexus choroïde au sein de 
l’atrium du ventricule latéral distal (4). 
Diamètre bipariétal (fig 1) 
Le diamètre transverse du crâne est mesurable à partir de 10 SA. 
L’ossification des os pariétaux est reconnue à 13 SA. Dès lors, le DBP 
peut être mesuré, par définition sur une coupe axiale et à l’endroit où le 
crâne est le plus large. Les calibreurs sont placés par convention sur le 
bord externe de la table osseuse pariétale proximale et sur le bord interne 
de l’os pariétal distal. Hadlock recommande l’utilisation d’un gain 
moyen de sorte que l’épaisseur de la voûte osseuse n’excède pas 3 mm. 
Les échos pariétaux doivent être à égale distance des structures 
médianes. Idéalement, celles-ci sont perpendiculaires à l’axe du faisceau 
ultrasonore (crâne en position occipitotransverse). Le plan de coupe, 
oblique en bas et en arrière, passe par la faux du cerveau ; il intéresse 
également le thalamus, le IIIe ventricule et les pédoncules cérébraux. 
Aux deuxième et troisième trimestres, dans le plan de coupe du DBP, la 
faux du cerveau est visible dans ses tiers antérieur et postérieur. À son 
tiers antérieur, elle est interrompue en arrière par l’image de la cavité du 
septum lucidum ou celle des piliers antérieurs du fornix. Souvent, la 
coupe passe aussi par le glomus choroïdien au niveau de l’atrium de 
chaque ventricule latéral. 
Périmètre crânien (fig 2) 
La mesure de la circonférence céphalique est recueillie dans le même 
plan de coupe que le DBP, mais au niveau des contours externes de la 
calvaria, en excluant les échos des tissus mous. Les résultats obtenus par 
l’ellipse électronique et avec le tracé manuel sont comparables. 
Diamètre abdominal transverse (fig 3) 
Le DAT est le paramètre abdominal le plus couramment utilisé en 
France. 
page 2
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
Il correspond au diamètre transverse du PA. Ces deux paramètres sont 
en fait liés par un facteur ð, à condition que les critères d’une coupe 
axiale stricte, la plus circulaire possible, puissent être respectés (en 
l’absence de pression de la sonde et d’appui abdominal foetal sur les 
contours utéroplacentaires). Les calibreurs sont placés au niveau des 
contours cutanés, en pratique à proximité de l’extrémité antérieure des 
images costales, perpendiculairement à l’axe sagittal défini par le rachis 
et la veine ombilicale. 
Périmètre abdominal (fig 4) 
Le PAest mesuré sur une coupe axiale transhépatique qui circonscrit les 
contours externes cutanés. Cette coupe aborde perpendiculairement le 
rachis, l’aorte et la veine cave inférieure. Elle passe par le récessus 
ombilical (portion ombilicale de la veine porte gauche), formant un 
segment ovoïde horizontal qui se prolonge en « J » par le sinus porte 
(portion transverse de la veine porte gauche) puis par la veine porte 
droite sans démarcation nette ni réduction de calibre. La coupe, située 
en T10-T11, passe également par les surrénales. 
Longueur fémorale (fig 5) 
La LF correspond à la mesure du fût diaphysaire ossifié du fémur. Il doit 
être rectiligne (quand il est abordé de dehors en dedans). Il doit 
également présenter une échogénicité identique sur toute sa longueur. 
Ses extrémités doivent être nettes, rectilignes ou émoussées plutôt 
qu’aiguës ou spiculaires. La mesure doit exclure les échos 
métaphysoépiphysaires, et bien être effectuée dans l’axe diaphysaire, 
quand l’os est positionné horizontalement à l’intérieur de la zone focale. 
Précision technique des mesures 
Les variations de la mesure dépendent à la fois de l’opérateur et de la 
patiente : 
– les valeurs des paramètres varient lors de mensurations itératives 
réalisées par un même opérateur (variabilité intraobservateur) et lors 
d’un changement d’opérateur (variabilité interobservateur) ; la 
variabilité intraobservateur est moindre que la variabilité 
interobservateur ; 
– des facteurs maternels tels que la multiparité, l’âge gestationnel, 
l’épaisseur pariétale, ainsi que la quantité de liquide amniotique, 
introduisent une erreur systématique dans la mesure. 
La position foetale, outre qu’elle peut modifier les formes, peut limiter la 
validité de certaines mesures (par exemple, DBP et PA en cas de 
présentation podalique). 
Lévi et Smets [31] ont signalé que l’erreur moyenne minimale de la 
mesure était de 1,5 mm et pouvait correspondre à la différence entre le 
20e et le 10e percentile d’un paramètre. 
Pour Harstadt et Little [27], la mesure la moins reproductible est celle du 
PA, alors que la plus fiable est celle de la LF (fiabilité intraobservateur : 
PA = 85 %, LF = 99 %, PC = 94 %, DBP = 92 % ; fiabilité 
interobservateur : PA= 85 %, LF = 92 %, PC = 88 %, DBP = 91 %). 
On pourrait s’étonner que les mesures de l’abdomen, en pratique les 
moins précises, aient la plus grande pertinence diagnostique. Toutefois, 
elles sont affectées préférentiellement en cas de retard de croissance 
intra-utérin (RCIU) modéré, alors que les mesures du pôle céphalique 
ne le sont qu’à un degré moindre et celles du fémur, plus 
occasionnellement et à des degrés divers, en particulier selon l’âge 
gestationnel. 
Ces points soulignent la nécessité d’une grande rigueur dans la 
réalisation des mesures, afin d’en améliorer la reproductibilité. 
Intervalle de temps entre deux mesures 
Le choix de l’intervalle de temps entre deux mesures dépend de 
plusieurs facteurs. Il doit dans tous les cas être suffisamment grand pour 
que la croissance soit mesurable, c’est-à-dire que l’accroissement entre 
deux mesures soit supérieur à la précision technique de la mesure. Cet 
intervalle minimal entre deux mesures n’est donc pas fixe au cours de la 
gestation, mais dépend du taux de croissance du paramètre étudié : la 
croissance ralentissant avec l’âge, l’intervalle minimal entre deux 
mesures doit être plus grand en fin qu’en début de gestation [35]. 
L’intervalle minimal entre deux mesures dépend également du type de 
mensuration : plus une mensuration est petite, plus son accroissement 
est faible en valeur absolue et plus long doit être l’intervalle entre deux 
mesures pour pouvoir mesurer cet accroissement. 
Globalement, si des mesures successives permettent une approche plus 
directe de la croissance, le changement d’opérateur est à éviter dans ce 
mode d’évaluation de la croissance, puisque la variabilité interopérateur 
est plus grande que la variabilité intraopérateur. En pratique, un 
intervalle d’une dizaine de jours est suffisant pour les foetus jeunes, tant 
que les vitesses de tous les paramètres sont élevées. Un délai d’au moins 
3 semaines peut être nécessaire pour certains paramètres dans la 
deuxième moitié de la gestation. 
Détermination de l’âge des sujets 
Âge foetal exprimé en semaines d’aménorrhée 
Avant la diffusion de l’échographie, l’âge gestationnel n’était déterminé 
que d’après la date des dernières règles, en considérant que la date de 
3 Mesures du diamètre abdominal transverse (pointes pleines) et du diamètre 
antéropostérieur de l’abdomen (pointes creuses) (23 SA). 1. Récessus ombilical ; 
2. estomac ; 3. rachis ; 4. surrénale droite ; 5. sinus porte. 
4 Mesure du périmètre abdominal (23 SA). 1. Récessus ombilical ; 2. aorte 
abdominale ; 3. rachis ; 4. veine cave inférieure ; 5. veine porte droite. 
5 Mesure de la longueur fémorale 
(23 SA). Les calibreurs (+) sont posi-tionnés 
aux extrémités nettes du fût 
diaphysaire ossifié, qui est positionné 
horizontalement dans la zone focale et 
apparaît rectiligne. 
page 3
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
conception coïncide avec la date de l’ovulation survenue 14 jours après 
le début des dernières règles chez une femme dont les cycles sont de 
28 jours. On exprimait alors l’âge gestationnel en SA. Pour une femme 
dont les cycles n’étaient pas de 28 jours, la date de conception était 
supposée correspondre à la date des dernières règles + le nombre de jours 
du (ou des) cycle(s) précédent(s) - 14 jours. 
En obstétrique, il est d’usage de continuer à exprimer l’âge gestationnel 
en SA, malgré la datation échographique. Il serait toutefois possible 
d’exprimer celui-ci en semaines de gestation à condition de prendre 
comme référence la date présumée de conception, ou du moins son 
intervalle de confiance déterminé par l’échographie. 
La détermination de l’âge gestationnel par l’histoire menstruelle est 
insuffisante. Outre l’imprécision liée aux défauts de mémorisation par 
la patiente, il existe une variabilité de la date d’ovulation par rapport aux 
cycles. Ainsi Hadlock [25] rapporte l’étude de Matsumoto qui estime que 
20 % des femmes ovulent précocement (< 11 jours) ou tardivement 
(> 21 jours). Campbell etWaldenström (cités également par Hadlock [26]) 
ont démontré que la mesure échographique du DBP entre 14 et 20 SA 
est plus performante que l’histoire clinique pour la datation, alors même 
que cette mesure n’est pas la plus précise. 
Datation échographique 
Des normes mettant en relation des mesures échographiques avec un âge 
gestationnel ont été établies. Le problème était de disposer, pour la 
détermination de l’âge gestationnel, d’un gold standard auquel on 
pouvait rapporter les mesures effectuées pour établir les normes. Les 
premières études se sont intéressées à des femmes qui avaient des cycles 
réguliers. Les suivantes ont porté sur des femmes suivies pour une 
infertilité dont on monitorait les cycles ou que l’on stimulait. Plus 
récemment, on a utilisé les grossesses obtenues par fécondation in vitro 
(FIV) en considérant comme date de conception le jour de la ponction. 
Mesure du sac gestationnel 
Avant 7 SA, en utilisant les sondes endovaginales à haute fréquence, la 
datation échographique peut se faire par la description et la mesure du 
sac gestationnel. 
Warren et al [45] a ainsi relié l’apparition de structures embryonnaires à 
l’âge gestationnel : 
– le sac gestationnel est constamment visible à 4 SA ; 
– la vésicule vitelline, présente dans 91 %des cas à 5 SA, est constante 
à 6 SA ; 
– la visualisation d’une échostructure embryonnaire avec activité 
cardiaque s’effectue dans 86 % des cas à 6 SAet dans tous les cas à 
7 SA ; Daya et al [9] a corrélé la taille du sac gestationnel à l’âge de 
l’embryon. 
Mesure de la longueur craniocaudale (LCC) 
Le paramètre de choix pour la datation échographique est la LCC. 
L’habitude en France est de mesurer celle-ci en prenant la plus grande 
longueur embryonnaire, sans correction de la courbure naturelle de 
l’embryon et en excluant les membres [15]. Ceci correspond notamment 
à la façon de mesurer d’auteurs tels queWisser et al [46]. 
Dans une étude française récente, Grangé et al [15] comparent, sur une 
population de grossesses obtenues par FIV, les résultats de différentes 
courbes du point de vue de la datation échographique. Ils concluent à la 
supériorité de la courbe de Wisser et al [46] (fig 6), dont l’intervalle de 
prédictivité à 95 % est de ± 5 jours. Afin d’accroître la pertinence, ils 
recommandent de n’effectuer de correction de l’âge gestationnel que 
lorsque l’âge échographique diffère de plus de 7 jours (avec un intervalle 
de prédictivité à 98 %). 
Pour Hadlock [25], la variabilité est de ± 8 %autour de l’âge gestationnel 
estimé, tout au long de la grossesse, dans l’intervalle de prédictivité de 
95 %. Ainsi à 8 SA, elle est de ± 4,5 jours, alors qu’à 15 SA elle est de 
± 8,4 jours. Ces auteurs recommandent donc d’effectuer la datation 
échographique entre 7 et 9 SA, étant en cela plus restrictifs que Grangé 
et al [15] qui estiment qu’elle devrait être réalisée entre 7 et 12 SA. 
Mesure d’autres variables 
Certains auteurs ont évalué d’autres mesures (DBP, PA, LF) au premier 
trimestre. Pour Hadlock [25], si elles sont réalisables et apportent des 
SA 
13 
12 
11 
10 
9 
8 
AG minimal 
AG maximal 
AG moyen 
7 
0 10 20 30 40 50 60 70 
Longueur craniocaudale (mm) 
6 Datation échographique par la longueur craniocaudale (d’après Wisser et al [46]). 
AG : âge gestationnel ; SA : semaine d’aménorrhée. 
Tableau I. – Choix méthodologiques pour l’établissement de standards de 
croissance foetale. 
1. Quelle population de référence ? 
2. Étude prospective ou rétrospective ? 
3. Données longitudinales ou transversales ? 
4. Effectif minimal de l’échantillon 
5. Moyenne et écart type 
6. Médiane et percentiles 
7. Quel modèle mathématique pour lisser les courbes ? 
résultats satisfaisants, elles ne sont pas supérieures à la LCC. En 
revanche, pour la datation tardive, ces mesures ne seront utilisables 
qu’avant 20 SA. 
Choix de la population de référence - 
Composition de l’échantillon 
Une fois l’âge gestationnel précisé et le recueil des mesures effectué, la 
construction des standards de croissance foetale suppose d’opérer des 
choix méthodologiques sur des critères précis. Ces choix sont résumés 
dans le tableau I. 
Le premier choix concerne celui de la population de référence. Ce choix 
est déterminant et pourtant les critères de sélection des individus sont 
loin d’être normalisés, ce qui rend dès lors toute comparaison entre les 
différents standards de croissance hasardeuse. 
Les choix à effectuer pour composer un échantillon fiable de foetus sont 
résumés dans la figure 7. 
Représentativité spatiale de l’échantillon étudié 
Il est indispensable de savoir si les données ont été recueillies dans un 
seul centre médical ou dans plusieurs. En effet, dans le premier cas, 
l’échantillon de la population est homogène, mais nécessairement 
restreint quant à son effectif. Dans le deuxième cas, la taille parfois 
considérable des échantillons (allant jusqu’à plusieurs centaines de 
milliers d’individus) assure une meilleure représentativité de la 
population globale, mais les techniques de mesure peuvent être très 
différentes d’un hôpital à l’autre et augmenter considérablement la 
variabilité apparente des paramètres biométriques. 
Nous avons choisi de ne présenter ici que des courbes de croissance 
élaborées à partir de données provenant d’une seule maternité (maternité 
régionale de Nancy). 
Composition « ethnique » 
Si l’on suppose que la croissance foetale diffère significativement d’un 
groupe humain à l’autre (ce qui reste à démontrer), il semblerait justifié 
d’élaborer des standards de croissance foetale distincts pour différentes 
« ethnies ». Cette proposition se heurte aux difficultés de définition des 
groupes « ethniques » : doit-on les définir au sens culturel du terme 
(bretons, basques, corses...), par nationalité (français, belges, 
luxembourgeois...), par région géographique (maghrébins, sud-européens, 
nord-européens) ou encore selon des critères 
page 4
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
Recueil des données dans une seule maternité 
contre : 
pour : 
moins représentatif de la population globale 
échantillon homogène 
2 Définir la composition « ethnique » 
anthropométriques rappelant la définition obsolète des « races ». Mais 
parler de « race » à propos des « Noirs » (Negroes) et des « Blancs 
caucasoïdes » (Caucasian infants) nord-américains est un non-sens 
scientifique, quand on connaît la diversité d’origine géographique des 
individus composant ces groupes. De fait, on ne peut définir des sous-groupes 
« biologiques » qu’à partir d’un seul critère à la fois, et l’on ne 
voit pas bien en quoi la couleur de peau aurait une influence plus 
importante sur la croissance foetale que n’importe quel autre caractère 
biologique pris au hasard, comme le groupe sanguin ou la couleur des 
yeux. C’est pourquoi il nous semble raisonnable de ne prendre en 
compte que des critères géographiques et/ou géopolitiques pour 
restreindre l’étendue de l’échantillon étudié. Ainsi, nous avons 
considéré notre échantillon de foetus suivis à la maternité régionale de 
Nancy comme un échantillon cohérent, sans détailler la provenance 
« ethnique » de chacun des sujets qui le composent, préférant une 
certaine hétérogénéité à des classifications simplistes, sources d’erreurs. 
Facteurs héréditaires 
La question des caractéristiques ethniques renvoie à une autre question 
qui lui est complémentaire : celle des facteurs héréditaires susceptibles 
d’influer sur la croissance foetale. Il s’agit essentiellement des 
caractéristiques biométriques des parents (taille, poids) et surtout de la 
mère, qui sont très corrélées aux caractéristiques biométriques du 
nouveau-né [37, 41, 42]. Il est matériellement impossible d’effectuer autant 
de courbes standards que de catégories de taille maternelle, mais il est 
impératif de tenir compte de ces différences de gabarits parentaux dans 
le dépistage d’une éventuelle anomalie de la croissance. Ainsi, une 
valeur d’un paramètre en dessous du 10e percentile peut ne pas avoir la 
même signification selon que la mère est « grande » ou « petite ». Dans 
le premier cas, elle est un signe d’alerte faisant suspecter un RCIU ; dans 
le second cas, elle peut n’être que la traduction d’un petit gabarit 
constitutionnel. Dans les deux cas, la prise en compte des 
caractéristiques biométriques parentales permet de nuancer 
l’interprétation de la biométrie foetale. 
Pathologies maternelles et foetales 
Les grossesses pathologiques ayant donné lieu à des traitements 
médicaux susceptibles de modifier la croissance du foetus doivent être 
exclues des populations de référence (par exemple : diabète, 
hypertension artérielle, infections, corticoïdes...). De même pour les 
sujets mort-nés ou malformés, même si l’on peut raisonnablement 
s’interroger sur l’exclusion de malformations mineures isolées 
(polydactylies…) qui ne changent vraisemblablement pas le cours de la 
croissance. 
Grossesses multiples 
Les grossesses multiples font habituellement l’objet d’études séparées 
et ne sont pas incluses dans les échantillons servant à la construction des 
standards de croissance foetale. 
Échantillon A 
n = 62 
Échantillon B 
n = 10 675 
Filles Garçons 
3 375 g 3 528 g 
Taille de l’échantillon 
En théorie, plus l’effectif de l’échantillon est important, plus la précision 
dans le calcul des paramètres statistiques de la distribution (moyennes, 
écarts types, percentiles) est grande et plus les courbes de percentiles 
sont lissées. La taille minimale d’un échantillon pour tracer une courbe 
standard de percentiles a été évaluée à plusieurs centaines d’individus [3]. 
La méconnaissance de l’influence de la taille de l’échantillon sur les 
résultats d’une étude statistique de la croissance peut être une grande 
source d’erreur. Une illustration en est donnée dans la figure 8 : dans un 
échantillon de 62 nouveau-nés mort-nés [24], un test t de Student(1) a été 
effectué entre les moyennes des poids des filles et des garçons : la 
différence de poids (153 g) n’est pas statistiquement significative 
au seuil de 5 %. Le même test, effectué dans un échantillon de 
10 675 nouveau-nés [21] présentant la même différence de poids (153 g) 
est statistiquement significative au seuil de 5 %. 
(1) Le test t de Student, appliqué pour comparer les moyennes de deux échantillons de données 
distribuées selon la loi normale, établit la probabilité que la différence observée entre les deux 
moyennes soit due au hasard. Cette probabilité est exprimée par la valeur de p. Une valeur de p faible 
(par exemple 0,01) signifie qu’il est improbable (seulement 1 chance sur 100 dans cet exemple) que la 
différence de moyenne observée soit due au hasard. Dans ce cas, on rejettera « l’hypothèse nulle » de 
départ (pas de différence entre les échantillons) et on dira qu’il existe une différence significative entre 
les deux moyennes. La limite supérieure de p au-delà de laquelle il est généralement admis que la 
différence observée ne peut plus être considérée comme significative est de 0,05. Par exemple si p = 
0,1, on considérera la différence observée comme non significative. 
1 Déterminer la représentativité de l'échantillon 
Recueil des données dans plusieurs maternités 
pour : 
contre : 
représentatif de la population globale 
• l'échantillon est hétérogène 
• erreurs de mesures majorées 
(plusieurs opérateurs) 
3 Sélectionner les grossesses uniques non pathologiques 
4 Exclure de l'échantillon les sujets mort-nés ou malformés 
Tri selon les « ethnies » : 
pour : 
contre : 
homogénéité accrue 
difficulté de définition 
des « ethnies » 
Pas de tri : échantillon défini géographiquement 
contre : 
pour : 
hétérogénéité accrue 
représentatif de la population locale 
dans son ensemble 
7 Composition d’un échantillon de référence co-hérent 
pour laconstruction de standards decrois-sance 
foetale. 
Poids du corps à la naissance 
test t 
p = 0,133 NS 
différence moyenne 
= 153 g 
Filles Garçons 
3 254 g 3 407 g 
Poids du corps à la naissance 
test t 
p < 0,001 S 
8 Importance de la taille de l’échantillon. Un test t de Student a été effectué entre 
les moyennes des poids du corps des filles et des garçons dans deux échantillons de 
sujets différents : l’échantillon A d’effectif n = 62 (d’après Guihard-Costa et al [24]) et 
l’échantillon B d’effectif n = 10 675 (d’après Guihard-Costa et al [21]). La différence 
moyenne de poids entre garçons et filles est la même dans les deux échantillons : 
153 g, mais en raison des effectifs différents, elle n’est statistiquement significative 
que dans l’échantillon B. 
page 5
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
Ceci nous rappelle qu’il faut se garder de conclusions hâtives lorsque 
l’on effectue des tests statistiques sur des échantillons d’effectifs 
faibles : le risque d’erreur augmente considérablement avec de petits 
effectifs. 
Choix des méthodes d’analyse statistique 
Étude prospective ou étude rétrospective ? 
L’étude prospective, qui permet de maîtriser du début à la fin les critères 
de sélection des sujets inclus, semble a priori préférable. Toutefois en 
pratique, une étude prospective pure, impliquant la constitution 
définitive d’un échantillon de référence en début de gestation est 
impossible à réaliser. Certains sujets doivent être exclus de l’étude en 
cours de gestation en raison même des critères de sélection de 
l’échantillon de départ. Par exemple, si l’on veut construire des 
standards n’impliquant que des sujets nés à terme (ce qui est souhaitable, 
la prématurité pouvant altérer la croissance), il est évidemment 
impossible de prévoir la composition de l’échantillon de départ. Ce 
rendement faible et incertain fait que l’on préfère, pour l’établissement 
des standards de croissance, les études rétrospectives aux études 
prospectives. 
En fait, la fiabilité de l’échantillon dépend beaucoup plus de la qualité et 
de la précision des informations recueillies, que de l’origine prospective 
ou rétrospective des données. Il est sans aucun doute préférable de 
sélectionner des sujets au sein d’une base de données très large et 
hétérogène, a posteriori, mais rigoureusement (selon des critères précis), 
que de cumuler petit à petit des données dont les conditions de recueil 
sont mal maîtrisées. Les données que nous avons utilisées proviennent 
d’une étude rétrospective. 
Études longitudinales ou études transversales ? 
Dans les études longitudinales, le même foetus est mesuré plusieurs fois. 
Dans les études transversales, le même foetus ne contribue qu’une seule 
fois à l’échantillon de référence. L’inconvénient majeur des études 
longitudinales est que les mesures successives d’un même sujet 
présentent entre elles une très forte corrélation. Ceci revient en fait à 
diminuer l’information contenue dans les données recueillies, la 
variabilité naturelle de la population étant alors sous-estimée par la sur-représentation 
de chaque individu. En fait dans toute étude 
longitudinale, la taille véritable (utile) de l’échantillon est plus proche 
du nombre de foetus mesurés que du nombre d’observations collectées. 
Il semble donc que des données transversales, correspondant à des sujets 
si possible tirés au sort dans chaque classe d’âge soient préférables pour 
l’élaboration de standards de croissance. C’est le cas des courbes 
présentées (cf infra). 
Moyenne et écart type 
Pour décrire les distributions successives des valeurs d’un paramètre 
biométrique au cours de la gestation, on peut employer soit la moyenne 
(í) et l’écart type (ó), soit les percentiles. 
Lorsque la distribution des données est gaussienne (normale), la 
moyenne í est l’indicateur de la valeur centrale de la distribution, et 
l’écart type ó l’indicateur de dispersion de cette distribution. 
L’intervalle compris entreí ± 1 ó englobe environ 68,3 % des valeurs 
de la distribution, í ± 2 ó environ 95,4 %, et í ± 3 ó environ 99,7 %. 
L’utilisation de í et de ó pour décrire la distribution suppose cependant 
que les données mesurées soient distribuées selon la loi normale. Ce 
n’est pas toujours le cas des échantillons de données biométriques qui 
peuvent se départir de la loi normale de deux façons : 
– la distribution des données peut être bimodale (distribution présentant 
deux « clochers ») ; cette disposition évoque l’existence de deux groupes 
distincts au sein du même échantillon (échantillon hétérogène) ; 
– la distribution des données peut être asymétrique, avec un plus grand 
nombre de valeurs faibles ou de valeurs élevées ; c’est souvent le cas 
lorsque l’effectif de l’échantillon est petit ou moyen ; avec des effectifs 
élevés, l’asymétrie de la distribution disparaît et la distribution devient 
normale (théorème central limite). 
Plus la distribution de la population dévie de la loi normale, plus 
l’effectif exigé pour une bonne approximation à la loi normale est 
important. En pratique, l’effectif des échantillons est limité par les 
PA 
380 
(mm) 
370 
360 
350 
340 
330 
320 
310 
foetus 
féminins 
90e percentile 
75e percentile 
moyenne 
médiane 
25e percentile 
10e percentile 
foetus 
masculins 
9 Médiane et moyenne : deux indicateurs distincts de la valeur centrale d’une 
distribution. Sur cette représentation sous forme de « boîtes » de la distribution du 
périmètre abdominal (PA) d’un échantillon de nouveau-nés à terme, on remarque, 
chez les filles comme chez les garçons, que la médiane ne coïncide pas avec la 
moyenne (distribution asymétrique) (d’après Guihard-Costa [19]). 
contraintes techniques du recueil de données : il est souvent difficile 
d’obtenir un échantillon suffisant pour que tous les paramètres 
biométriques présentent une distribution normale. Dans ce cas, il existe 
un autre mode de description des données : les percentiles. 
Percentiles 
Le xe percentile est une valeur telle que, une fois les observations 
ordonnées par ordre croissant, x % des observations soient situées au-dessous 
de cette valeur. Le 50e percentile ou médiane correspond à la 
valeur qui divise la distribution en deux : 50 % des observations se 
situent au-dessous de cette valeur et 50 % au-dessus. 
Les percentiles décrivent mieux les distributions asymétriques (cas des 
petits échantillons). La médiane, notamment, n’est pas affectée par des 
valeurs très élevées ou au contraire très faibles, comme c’est le cas pour 
la moyenne. C’est une mesure plus sensible du centre de la distribution 
lorsque celle-ci est très asymétrique. 
Comparaison de la moyenne et de la médiane. 
Écarts types et percentiles 
Lorsque les distributions ne sont pas normales (notamment dans le cas 
des échantillons d’effectifs réduits), médiane et moyenne ne coïncident 
pas. 
Un exemple illustrant la différence entre la médiane et la moyenne est 
représenté sur la figure 9. Il s’agit d’un échantillon de 27 foetus 
(15 féminins et 12 masculins), mesurés en fin de gestation (38-39 SA), 
extrait d’une base de données échographiques ayant servi à l’élaboration 
de standards de croissance [19]. Les distributions du PAsont représentées 
sous forme de « boîte à moustaches ». Le milieu de la boîte représente le 
50e percentile, soit la médiane, les bords de la boîte représentent les 
25e et 75e percentiles, les deux extrémités des « moustaches ». La valeur 
correspondant à la moyenne est indiquée par un trait à l’intérieur de la 
boîte. 
Dans cet échantillon d’effectif réduit, on remarque que moyenne et 
médiane ne coïncident pas chez les filles, comme chez les garçons. Ceci 
est dû au fait que la distribution du PAn’est pas symétrique. La médiane 
est décalée vers le bas, ce qui montre qu’il y a un plus grand nombre de 
sujets ayant un PA faible qu’un PA élevé. De plus, chez les filles, la 
distribution est plus étendue dans les 50 % médians, ce qui montre une 
variabilité plus grande des filles dans les valeurs moyennes. 
De même, il n’existe pas d’équivalent simple entre écarts types et 
percentiles. 
La plupart du temps, lorsque l’on représente les courbes de croissance 
en moyenne et écart type, on définit la normalité de croissance comme 
située entre ± 2 ó. Lorsqu’on utilise les percentiles, on a coutume 
d’utiliser comme limites de normalité, soit les 10e et 90e percentiles, soit 
les 5e et 95e percentiles, plus rarement les 3e et 97e percentiles. 
Ces deux modes de représentation ne coïncident pas. Un exemple en est 
donné sur la figure 10. Il concerne un échantillon de 490 foetus décédés 
provenant de la maternité de Port-Royal [24]. Les courbes de croissance 
page 6
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
Poids du corps (g) 
95e 
50e 
m 
5e 
SA 
Poids du corps (g) 
A B C 
pondérales correspondant à la í ± 2 ó et celles qui correspondent aux 5e, 
50e et 95e percentiles du même échantillon ont été superposées 
(fig 10A) : les courbes des percentiles extrêmes ne coïncident pas avec 
les courbes correspondant à 2 ó, car les premières englobent 90 % des 
données et les secondes 95 %. Les 3e et 97e percentiles sont plus proches 
des courbes correspondant à 2 ó, puisqu’ils englobent 94 % de la 
distribution (fig 10B). Néanmoins, la correspondance reste imparfaite 
puisqu’ils englobent encore 1 %de la distribution en moins que í ± 2 ó. 
En fait, si l’on veut pouvoir comparer des courbes calculées à partir de í 
et ó avec des courbes de percentiles, il faut englober la même proportion 
de la distribution. Si l’on trace í ± 1,645 ó, on englobe bien 90 % de la 
distribution, ce qui correspond aux 5e et 95e percentiles (fig 10C). 
Néanmoins, comme c’est le cas ici, un décalage entre les deux modes de 
représentation persiste souvent. Ceci est dû au fait que la distribution est 
asymétrique : dans le cas présent, l’importance numérique des sujets 
présentant un retard de croissance décale les courbes de percentiles vers 
le bas entre 26 et 38 SA. 
Lorsque l’on ne dispose pas d’échantillons d’effectifs très élevés 
(plusieurs milliers de sujets), il est donc plus exact d’utiliser les 
percentiles plutôt que les écarts types pour tracer les courbes standards, 
parce qu’ils tiennent compte de l’asymétrie fondamentale des 
distributions. 
Cependant les nécessités du diagnostic anténatal imposent une certaine 
souplesse dans l’application de cette règle. En effet, le seuil de détection 
de certaines anomalies rares de la croissance se situe bien en dessous du 
3e percentile, qui est généralement le dernier percentile calculable. Par 
exemple, le seuil de la microcéphalie est évalué en pratique à -3 ó pour 
le PC, ce qui est inexprimable concrètement en terme de percentiles. En 
effet, í ± 3 ó correspond à 99,7 %de la distribution, ce qui correspond à 
moins de 0,15 % de la population atteinte de microcéphalie (et 
corrélativement 0,15 % atteinte de macrocéphalie) : il est 
matériellement impossible de calculer le 0,15e percentile d’une 
distribution ! Le problème se pose également pour l’appréciation du 
degré de micromélie observée dans des maladies osseuses 
constitutionnelles qui concernent une infime partie de la population : 
l’anomalie de croissance du fémur peut être trop importante pour que sa 
mesure soit exprimée en percentiles. 
Il paraît donc raisonnable de présenter les courbes standards de 
croissance sous forme de percentiles pour l’ensemble des paramètres 
biométriques, ces courbes permettant de détecter toutes les formes de 
RCIU. Ces courbes de percentiles doivent être complétées pour 
certaines variables, comme le PC et la LF, par des courbes de moyennes 
et écarts types (cf fig 19B, 20B). 
L’utilisation d’une autre échelle de mesure, exprimée en multiple de la 
médiane, peut également être plus descriptive dans certaines affections 
graves qui ne se réfèrent plus à la distribution de la population. À titre 
m + 2s 
50e 
m 
SA 
97e 
Poids du corps (g) 
95e 
50e 
m 
SA 
d’exemple, la courbe standard de croissance du fémur représentée sous 
forme de pourcentages de la médiane est reproduite sur la figure 19C. 
Doit-on calculer séparément les standards de croissance 
des filles et des garçons ? 
Dans notre échantillon, des différences sexuelles de croissance 
statistiquement significatives apparaissent dès 20-21 SA et augmentent 
graduellement avec l’âge. Elles concernent quatre des cinq variables 
étudiées : le DBP, le DAT, le PC et le PA, pour lesquelles on observe un 
taux de croissance plus élevé chez les foetus masculins. En revanche, il 
n’existe pas de différence sexuelle significative de LF. La connaissance 
de cette différence sexuelle peut avoir une certaine importance pour le 
diagnostic des RCIU dans les cas limites. C’est pourquoi nous avons 
complété les tableaux du PC et du PAen ajoutant les valeurs propres aux 
foetus masculins et aux foetus féminins à partir de 20 SA. 
Modélisation des données - Lissage des courbes 
Modélisation mathématique de la croissance foetale 
Il faut distinguer la modélisation des données longitudinales et la 
modélisation des données transversales. La modélisation des données 
longitudinales ne sera abordée que brièvement, puisque les standards 
présentés ici concernent des données transversales. 
Concernant les données longitudinales, plusieurs modèles 
mathématiques ont été proposés pour ajuster les valeurs successives 
d’une variable chez un même sujet. Les plus célèbres sont ceux de Deter 
et Rossavik [10, 11, 38, 39, 40]. 
Pour les données transversales, les modèles le plus couramment utilisés 
sont des modèles de régression [12, 43]. Des modèles autres que la 
régression ont également été développés : un aperçu de leur diversité en 
est donné par Zeger et al [47] et Kokoska et al [28]. 
Une équation de régression est calculée pour prédire une variable 
dépendante y à partir d’une variable indépendante x. Qu’il s’agisse 
d’une régression simple, correspondant à un ajustement linéaire, ou 
d’une régression polynômiale, correspondant à un ajustement 
curviligne, l’équation de la courbe de régression est calculée par la 
méthode des moindres carrés. Le principe en est le suivant : 
– soit la droite de régression y’ = a + bx (b est appelé coefficient de la 
régression) ; 
– a et b sont choisis de telle sorte que la différence D = ª (y-y’)2 soit 
minimale, y étant la valeur observée pour un point xy, y’ la valeur prédite 
par l’équation ; 
– y-y’ correspond au résidu de y, représenté par la distance verticale qui 
sépare le point considéré de la droite y’ = a + bx. 
4 500 
4 000 
3 500 
3 000 
2 500 
2 000 
1 500 
1 000 
500 
0 
16 20 24 28 32 36 40 
90% 
m + 2s 
m – 2s 
95% 
4 500 
4 000 
3 500 
3 000 
2 500 
2 000 
1 500 
1 000 
500 
0 
16 20 24 28 32 36 40 
94% 
m – 2s 
3e 
95% 
4 500 
4 000 
3 500 
3 000 
2 500 
2 000 
1 500 
1 000 
500 
0 
16 20 24 28 32 36 40 
90% 
m + 1,64s 
m – 1,64s 
5e 
90% 
10 Correspondance entre les percentiles et les écarts types dans une distribution. 
L’exemple concerne les courbes de poids du corps de foetus décédés entre 16 et 40 
semaines d’aménorrhée (SA) (d’après Guihard-Costa et al [24]). 
A. Correspondance entre les 5e, 50e, et 95e percentiles et la moyenne ± 2 écarts types 
(í ± 2 ó). 
B. Correspondance entre les 3e, 50e, et 97e percentiles et í ± 2 ó. 
C. Correspondance entre les 5e, 50e, et 95e percentiles et í ± 1,64 ó. 
page 7
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
Le plus souvent, la relation d’une variable biométrique à l’âge n’est pas 
curviligne, l’équation d’une droite ne suffit plus à ajuster correctement 
les valeurs observées. On peut alors calculer une équation correspondant 
à un polynôme contenant des termes de plus hauts degrés en x 
(régression polynômiale) : 
– y’ = a + bx + cx2 (courbe à un point d’inflexion) ; 
– y’ = a + bx + cx2 + dx3 (courbe à deux points d’inflexion)... ; 
b, c, d sont les coefficients de la régression. 
Les modèles de régression sont d’un emploi courant dans les études de 
la croissance. Néanmoins ils ne conviennent pas à tous les types de 
données. Un certain nombre de conditions doivent être remplies : 
– la régression suppose que les résidus ne sont pas corrélés, ce qui 
exclut en principe les données longitudinales et les données mixtes de 
ce type de modélisation ; dans le cas où les données proviennent d’une 
séquence ordonnée, on suppose que les résidus ne sont pas dépendants 
de leurs voisins ; cette indépendance peut être testée par l’intermédiaire 
du test de Durbin-Watson, en émettant l’hypothèse que la somme des 
carrés de la différence entre résidus successifs, divisée par la somme des 
carrés des résidus, est inférieure à une certaine valeur indiquée par la 
table de Durbin-Watson en fonction du nombre de degrés de liberté 
(ddl) ; 
– la variance doit être constante quelle que soit la valeur de x ; cette 
condition est rarement réalisée dans le cas de courbes de croissance de 
données brutes en fonction de l’âge, la variabilité (matérialisée par la 
dispersion des points) augmentant généralement avec l’âge (cf courbes 
ci-après) ; en revanche, ce problème d’augmentation de la variance 
n’existe pas avec les percentiles calculés par classes d’âge, ce qui fait 
des modèles de régression les modèles mathématiques de choix pour 
l’ajustement des percentiles. 
· Comment choisir un modèle de régression et comment tester 
sa validité ? 
Le choix du modèle peut se faire dans un premier temps à partir du nuage 
de points : un aspect linéaire orientera vers la régression linéaire, 
curviligne vers la régression polynômiale. Si le modèle polynômial 
semble le plus adapté, le choix du polynôme peut se faire en 
commençant par une équation de degré élevé (4 au maximum, les 
courbes de croissance n’ayant pas plus de trois points d’inflexion) et en 
réduisant systématiquement le degré du polynôme. À chaque étape, il 
faut tester le modèle de régression. 
L’analyse des résidus permet de détecter les incompatibilités entre les 
hypothèses de départ concernant la régression (variance constante, 
résidus non corrélés) et les données. Elle permet également de tester 
visuellement la linéarité et l’adéquation entre le type de régression choisi 
(simple ou polynômiale) et les données. Les résidus sont reportés sur un 
diagramme en fonction des valeurs ajustées ou en fonction du temps. Si 
le modèle choisi est correct et les conditions d’analyse remplies, le 
nuage de points ne doit présenter aucune forme particulière, les résidus 
se répartissant en une bande horizontale de largeur constante. 
Un exemple peut servir à illustrer l’intérêt de l’analyse des résidus. 
Le diagramme de dispersion du poids du corps en fonction de l’âge 
(foetus décédés provenant de l’hôpital de Port-Royal [23]) montre une 
relation plutôt curviligne entre les deux variables (fig 11). Émettons 
l’hypothèse qu’une régression polynômiale d’ordre 2 s’ajuste le mieux 
à ces données. Le coefficient R2 est égal à 0,96, le test F(2) est significatif 
(p = 0,0001). Le coefficient de régression associé à x2 est 
significativement différent de 0 (p = 0,0001). 
Si l’on reporte sur un diagramme (fig 12) les valeurs des résidus en 
fonction des valeurs ajustées (valeurs calculées à partir de l’équation de 
régression), on s’aperçoit que les résidus sont bien répartis 
symétriquement de part et d’autre de la courbe d’ajustement (le modèle 
polynômial s’ajuste bien aux données) mais leur dispersion croît avec 
l’âge : la variance n’est donc pas constante. Une des conditions à la mise 
en oeuvre d’un modèle de régression n’est donc pas remplie. Notons que 
cette augmentation de la variance était déjà visible sur la première figure, 
la dispersion des points augmentant avec l’âge. 
5 000 
SA 
2 000 2500 3000 3 500 4000 
1 750 
1 500 
1 250 
1 000 
750 
500 
250 
Si l’on avait contre toute vraisemblance ajusté un modèle de régression 
linéaire, le diagramme des résidus en fonction des valeurs ajustées aurait 
présenté une forme arquée caractéristique (fig 13), démontrant 
l’inadéquation de la modélisation linéaire. 
Lorsqu’un type de modèle ne convient pas, on peut soit transformer les 
variables (log x, log y, 1/x, 1/y...) pour stabiliser la variance ou 
linéariserla relation, soit chercher un autre type de modèle. Dans le cas 
du poids du corps foetal, nous avions choisi dans un précédent travail [24] 
la méthode des moindres carrés localement pondérés utilisant le lissage 
(2) La statistique F appliquée à la régression est utilisée pour tester la qualité du modèle. Une 
probabilité p lui est associée, qui s’interprète comme dans le cas du test t (cf note de bas de page 5). 
Poids (g) 
4 000 
3 000 
2 000 
1 000 
0 
7 12 17 22 27 32 37 42 
11 Ajustement des données concernant le poids du corps de foetus par une 
régression polynômiale d’ordre 2 (d’après Guihard-Costa et al [24]). 
Résidus 
1 250 
1 000 
750 
500 
250 
0 
– 250 
– 500 
– 750 
– 1000 
– 500 0 500 1000 1500 
Ajustés 
12 Analyse des résidus correspondant au modèle d’ajustement de la figure 11. La 
dispersion des résidus croît avec l’âge : la variance n’est pas constante. 
Résidus 
0 
– 250 
– 500 
– 750 
– 1 500 – 500 500 1 500 2 500 3 500 
Ajustés 
13 Analyse des résidus correspondant à un modèle de régression linéaire ajusté 
sur les données de la figure 11. Les résidus ne sont pas répartis symétriquement 
autour de la droite d’ajustement : le modèle de régression linéaire ne convient pas. 
page 8
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
36 38 40 42 
par LOWESS (locally weighted regression scatter plot smoothing). Par 
rapport aux méthodes de régression classiques, cette méthode, robuste 
et peu sensible aux points aberrants, permet de mettre en évidence des 
variations plus fines de la croissance, comme des changements de 
rythme. 
Lissage des courbes de percentiles standards 
Dans la littérature, la façon dont sont construites les courbes de 
croissance est rarement explicitée avec clarté. Notamment, le modèle 
mathématique ayant éventuellement servi à lisser les courbes est 
rarement précisé. 
Dans le cas des courbes de percentiles, selon l’ajustement utilisé, on peut 
obtenir des aspects très différents qui peuvent influencer l’appréciation 
de la pathologie éventuelle de chaque sujet reporté sur la courbe. Une 
illustration en est donnée dans la figure 14. Elle concerne les poids de 
naissance de 12 286 enfants [21]. Dans la figure 14A, le lissage des 
percentiles a été effectué par une équation polynômiale d’ordre 2. Ce 
type de lissage ne convient visiblement pas. Il entraîne une sous-estimation 
des RCIU, ou au moins des foetus de petit gabarit, après 36 
SA, et une surestimation des RCIU de 26 à 29 SA. Les mêmes 
percentiles sont beaucoup mieux lissés par des courbes polynômiales 
d’ordre 3 (fig 14B). 
Ceci montre la nécessité de ne pas effectuer l’ajustement des données au 
hasard, mais de toujours vérifier visuellement que le modèle choisi 
s’adapte parfaitement aux données initiales. 
En résumé, l’appréciation de la qualité de l’ajustement est visuelle, mais 
doit être validée par l’analyse de régression. 
De l’évaluation statique à l’évaluation dynamique 
de la croissance : les vitesses de croissance foetale 
Les courbes de percentiles définissent des standards quantitatifs, c’est-à- 
dire qu’elles permettent une évaluation statique des dimensions 
foetales à un âge donné, autrement dit l’appréciation du gabarit foetal. 
L’évaluation de la croissance d’un sujet donné se fait par comparaison 
des valeurs obtenues lors d’un seul examen aux valeurs de référence 
définies par les standards. 
Plus intéressante peut être l’évaluation dynamique de la croissance 
(fig 15) : dans ce cas, non plus une seule, mais deux mensurations 
successives sont prises en considération afin de déterminer un taux de 
croissance individuel, qu’il est facile de comparer à des taux de 
croissance de référence. Dans ce deuxième cas, l’évaluation qualitative 
de la croissance est évidemment bien meilleure. 
Évaluer la dynamique de croissance d’un sujet revient donc à déterminer 
le taux de croissance d’un paramètre biométrique au cours d’un laps de 
temps donné et à comparer ce taux aux valeurs moyennes de vitesse de 
croissance fournies par une courbe de vitesse de croissance de référence. 
Les vitesses de croissance moyennes peuvent être obtenues par 
dérivation d’une courbe moyenne ajustée sur les données brutes 
(mensurations en fonction de l’âge). Mais dans ce cas, les vitesses 
obtenues vont être différentes selon le type de modèle choisi pour 
l’ajustement. C’est pourquoi nous avons préféré une autre méthode de 
36 38 40 42 
Comparer aux vitesses 
moyennes des courbes 
longitudinales 
Comparer à l'intervalle 
de confiance des 
courbes de vitesse 
transversales 
calcul des vitesses de croissance [16], appelée « méthode par intervalles 
». Elle est fondée sur l’estimation des pentes successives des droites de 
régression locale. La gestation a été divisée en intervalles égaux de 3 ou 
4 semaines selon les paramètres, de façon à obtenir un effectif suffisant 
par intervalle (fig 16). Sur ce court laps de temps, la croissance est telle 
qu’un modèle de régression linéaire s’ajuste bien aux données. On peut 
ainsi calculer les pentes des droites de régression, c’est-à-dire les 
« vitesses » de croissance dans chaque intervalle. Ces pentes sont 
calculées avec un intervalle de confiance fixé conventionnellement à 
95 %. À titre d’exemple, sur la figure 16, les droites de régression du 
poids du corps par rapport à l’âge gestationnel [23] sont représentées, dans 
trois intervalles : 18-22, 23-27, 28-32 SA. La pente de chaque droite 
fournit la « vitesse » moyenne dans chacun des intervalles 
(successivement : 73, 106, 146 g par semaine). Par convention, ces 
valeurs de vitesse de croissance sont reportées au centre des intervalles 
(20, 25, 30 SA). L’ensemble des valeurs des pentes, reportées sur un 
même graphique en fonction de l’âge, constitue la « courbe de vitesse de 
croissance » de la variable étudiée. S’agissant de données transversales, 
cette courbe correspond en fait à la dérivée de la courbe de croissance 
moyenne de la population étudiée, et non à la moyenne des courbes de 
vitesse de croissance individuelles, comme dans le cas des données 
longitudinales. 
Valeurs standards de croissance foetale 
Standards pour l’évaluation statique 
du gabarit foetal 
Caractéristiques de l’échantillon de référence 
Les standards présentés ici concernent 1 359 foetus, âgés de 10 à 42 SA, 
mesurés entre 1995 et 1997 à la maternité régionale de Nancy (France). 
L’étude rétrospective a été effectuée par tirage au sort des dossiers 
médicaux, en ne prenant en compte qu’un seul examen par sujet 
(données transversales). Les courbes standards ont été établies sur la 
base des critères méthodologiques exposés ci-dessus. 
poids du corps (g) 
4 500 
3 500 
2 500 
1 500 
500 
26 28 
percentiles non lissés 
90e percentile 
50e percentile 
10e percentile 
modèle polynômial d'ordre 2 
n = 12 286 
30 32 34 
SA 
poids du corps (g) 
4 500 
3 500 
2 500 
1 500 
500 
26 28 
percentiles non lissés 
90e percentile 
50e percentile 
10e percentile 
modèle polynômial d'ordre 3 
30 32 34 
SA 
14 Lissage des courbes de percentiles de poids de 
naissance. SA : semaines d’aménorrhée (d’après 
Guihard-Costa et al [21]). 
A. Par une régression polynômiale d’ordre 2. 
A B B. Par une régression polynômiale d’ordre 3. 
Les mensurations foetales 
d'un âge donné sont comparées 
à des valeurs standards 
Évaluation « statique » 
du gabarit foetal 
Le taux de croissance d'un sujet 
entre deux mesures est apprécié 
par rapport à une courbe de référence 
(ce taux dépend du délai entre les mesures) 
Évaluation « dynamique » 
de la croissance foetale 
15 De l’évaluation statique à l’évaluation dynamique de la croissance foetale (âge 
gestationnel connu). 
page 9
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
Poids (g) 
(2) y = – 1 887 + 106 ´ 
y = – 2 976 + 146 ´ 
(3) V(3) = 146 g/semaine 
(2) 
V(1) = 73 g/semaine 
V(2) = 106 g/semaine 
(3) 
Courbes de percentiles 
Les courbes de percentiles du DBP, du DAT, de la LF, du PC et du PA 
sont représentées respectivement dans les figures 17 à 21. Ces courbes 
correspondent à des percentiles lissés ; le modèle d’ajustement est, selon 
les cas, un modèle de régression polynômiale d’ordre 2 ou 3 (voir ci-dessous). 
Pour faciliter le diagnostic des microcéphalies prénatales et 
des micromélies, les courbes de croissance du PC et de la LF sont aussi 
représentées sous forme de moyenne et écarts types (fig 19B, 20B) et 
sous forme de multiple de la médiane pour LF (fig 19C). 
Équations des courbes d’ajustement des percentiles 
Pour permettre leur utilisation avec un autre jeu de données (population 
différente), les équations des courbes d’ajustement des différents 
percentiles pour les différentes variables sont reproduites dans le 
tableau II(3). Comme les distributions des variables ne sont pas 
gaussiennes, les équations de lissage sont différentes d’un percentile à 
l’autre. 
Valeurs des moyennes, « écarts types » et percentiles 
Ces valeurs sont reproduites pour chaque semaine de gestation et pour 
chaque variable (tableaux III à XI). 
Le terme « écart type » est volontairement indiqué entre guillemets, 
parce qu’il correspond à l’écart type d’une population « théorique » 
ayant la même moyenne que l’échantillon de référence, mais une 
distribution normale, symétrique, ce qui n’est pas le cas de nos variables. 
Analyse des courbes standards de croissance des différents 
paramètres ; comparaison avec les autres standards 
de la littérature ; intérêt médical 
Diamètre bipariétal 
La courbe est d’allure curviligne (fig 17). La dispersion des valeurs 
augmente peu jusqu’à 23-24 SA et beaucoup plus au-delà. Elle 
s’infléchit en fin de gestation. La distribution de la population est 
pratiquement symétrique par rapport à la médiane. L’écart type croît 
régulièrement avec l’âge. 
D’une étude à l’autre, les différences sont très faibles, de l’ordre du 
millimètre. Ces valeurs de référence sont fiables si l’on tient compte de 
l’erreur absolue sur les mesures (environ 1 mm). Elles sont constantes 
d’une population à l’autre, à la différence des paramètres abdominaux et 
de la LF. 
(3) Ces équations de lissages ont été calculées à l’aide du logiciel kaleidograph. 
105 
100 
95 
90 
85 
80 
75 
70 
65 
60 
55 
50 
45 
40 
35 
30 
25 
20 
95 
90 
75 
50 
25 
10 
5 
130 
95 
90 
75 
50 
25 
10 
5 
Il n’existe avec certitude de différence sexuelle sur le DBP qu’au cours 
du troisième trimestre. Pour Moore et al [36], il n’existerait de différence 
sexuelle statistiquement significative du DBPque chez les foetus les plus 
gros (étude portant sur les moyennes des courbes longitudinales des 
deux sexes). Mais pour Lévi et al [30, 31] comme pour Guihard-Costa et 
Droullé [17], cette différence est significative dès 25 SA chez tous les 
foetus. 
2 500 
2 000 
1 500 
1 000 
500 
0 
18 22 23 27 28 32 
SA 
(1) y = – 1 136 + 73 ´ 
(1) 
(1) (2) (3) 
16 Une méthode de calcul des « vitesses » de croissance à partir de données 
transversales concernant le poids du corps. La gestation est divisée en intervalles 
égaux de 3 ou 4 semaines. Dans chaque intervalle (1,2,3), les vitesses (V1, V2, V3) 
sont données par les pentes des droites de régression. 
SA : semaines d’aménorrhée. 
DBP (mm) 
15 
10 14 18 22 26 30 34 38 42 
SA 
percentiles 
17 Courbe standard de croissance du diamètre bipariétal (DBP), sexes 
confondus. SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa 
et P Droullé [19]). 
DAT (mm) 
120 
110 
100 
90 
80 
70 
60 
50 
40 
30 
20 
10 
10 14 18 22 26 30 34 38 42 
SA 
percentiles 
18 Courbe standard de croissance du diamètre abdominal transverse(DAT), sexes 
confondus. SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa 
et P Droullé [19]). 
page 10
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
90 
85 
80 
75 
70 
65 
60 
55 
50 
45 
40 
35 
30 
25 
20 
15 
10 
5 
0 
9590 
75 
50 
25 
10 
5 
80 
A B 
Diamètre abdominal transverse 
La variabilité croît énormément avec l’âge, surtout après 25 SA(fig 18). 
Elle est plus élevée que pour toute autre dimension corporelle. 
Les normes les plus anciennes [30] sont inférieures de 1 à 3 mm aux 
normes actuelles dans toutes les classes d’âge en raison du choix d’un 
plan de coupe situé plus bas. 
La différence sexuelle de croissance du DAT est statistiquement 
significative dès 25 SA pour Lévi et al [30, 31], mais seulement dans les 
dernières semaines de gestation pour Guihard-Costa et Droullé [17]. À 
terme, la différence entre moyennes atteint 3,6 mm. Elle est supérieure à 
la précision des mesures : on peut donc affirmer que leDATprésente une 
différence sexuelle en fin de gestation. 
80 
Longueur fémorale 
La LF n’est pas une variable distribuée normalement, mais l’écart type 
varie peu avec l’âge (fig 19). La croissance du fémur est identique dans 
les deux sexes [17]. L’étude comparative de « groupes ethniques » est à 
interpréter avec prudence en raison de l’imprécision de la définition de 
ces groupes (pour Vialet et al [44], le fémur des foetus « africains » est 
significativement plus grand que celui des foetus « européens » tout au 
long de la gestation). 
Le fémur est l’os long le plus corrélé à la taille. Miller et al [34] ont montré 
la corrélation de la LF au « poids de naissance relatif » (poids de 
naissance réel rapporté au poids de naissance attendu défini par des 
courbes standards). 
LF (mm) 
10 14 18 22 26 30 34 38 42 
SA 
percentiles 
LF (mm) 
m 
m – 2s 
m – 3s 
75 
70 
65 
60 
55 
50 
45 
40 
35 
30 
25 
20 
15 
10 
5 
0 
10 15 20 25 30 35 40 
SA 
moyenne et écart type 
LF (mm) 
75 
70 
médiane 
90% 
80% 
70% 
60% 
50% 
65 
60 
55 
50 
45 
40 
35 
30 
25 
20 
15 
10 
5 
10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 
SA 
19 Courbe standard de croissance de la longueur du fémur (LF). SA : semaines 
d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). 
A. Percentiles lissés. 
B. Moyenne et écarts types. 
C. Multiple de la médiane. 
C 
page 11
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
400 
380 
360 
340 
320 
300 
280 
260 
240 
220 
200 
180 
160 
140 
120 
100 
80 
60 
40 
La LF est affectée de façon inconstante, à des degrés et des âges très 
variables, dans les RCIU. Classiquement la LF n’est que peu affectée 
dans les RCIU modérés et tardifs. Selon Abramowicz et al [1], elle ne 
présente pas de différence significative entre foetus présentant un RCIU 
asymétrique et foetus normaux, ni entre foetus macrosomes et foetus 
normaux. Pour Hadlock [25], l’atteinte précoce du fémur dans un RCIU 
est évocatrice d’une anomalie chromosomique. Certains sujets, dont la 
taille reste dans les limites de la normale, peuvent présenter une 
brachymélie relative : il faut tenir compte du morphotype, étudier le 
contexte familial. 
La LF est habituellement suffisante au dépistage de la plupart des 
chondrodysplasies. Toute suspicion de maladie osseuse 
constitutionnelle doit entraîner la réalisation des mesures de tous les 
segments de membres accessibles. Toute LF inférieure à 3 déviations 
standards (DS) doit faire suspecter un nanisme. 
Périmètre crânien 
La courbe montre une croissance quasi linéaire jusque 22 SA environ 
puis curviligne (fig 20). L’écart type varie peu avec l’âge. 
Dans les grandes séries, il apparaît une différence sexuelle significative 
de PC dès 35 SA. Elle est d’environ 6 mm à terme. 
Fescina et al [13] remarquent que le PC échographique est toujours 
inférieur au PC mesuré au ruban métrique (8 à 10 mmde différence chez 
le foetus à terme). 
La croissance du PC, mieux que celle du DBP, est représentative de la 
croissance volumique et pondérale du cerveau foetal. Leur étude 
longitudinale présente un intérêt pour toute la période périnatale. 
L’une et l’autre ne sont pas affectées dans les RCIU dysharmonieux. Les 
paramètres céphaliques, par définition, ne sont nettement affectés que 
dans les RCIU symétriques. Ils peuvent l’être, à un moindre degré, dans 
les asymétriques (ceux-ci représentent environ deux tiers des cas). La 
spécificité du PC est meilleure parce qu’il pondère l’influence de la 
forme du crâne en compensant notamment l’influence des 
dolichocrânies. 
Périmètre abdominal 
La variabilité croît énormément avec l’âge, surtout après 25 SA(fig 21). 
Elle est plus élevée que pour toute autre dimension corporelle [19]. 
340 
320 
300 
280 
260 
240 
420 
400 
380 
360 
340 
320 
300 
280 
260 
240 
220 
200 
180 
160 
140 
120 
100 
80 
60 
40 
Standards pour l’évaluation dynamique 
de la croissance foetale : vitesses de croissance 
95 
90 
75 
50 
25 
10 
5 
Ces standards sont représentés sous forme de courbe de « vitesse 
moyenne » encadrée de deux courbes délimitant un intervalle de 
confiance de 95 %. On ne peut en aucun cas considérer la courbe 
inférieure comme représentative de celle des foetus dont la croissance 
est la plus lente. De même, la courbe moyenne ne correspond pas aux 
foetus à vitesse de croissance « moyenne », ni la courbe supérieure aux 
PC (mm) 
95 
90 
75 
50 
25 
10 
5 
percentiles 
10 14 18 22 26 30 34 38 SA 42 
PC (mm) 
220 
200 
180 
160 
140 
120 
100 
80 
60 
40 
m 
m – 2s 
m – 3s 
moyenne et écart type 
10 15 20 25 30 35 SA 40 
20 Courbe standard de croissance du périmètre crânien (PC). SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). 
A. Percentiles lissés. 
B. Moyenne et écarts types. 
A B 
PA (mm) 
20 
percentiles 
10 14 18 22 26 30 34 38 42 
SA 
21 Courbe standard de croissance du périmètre abdominal (PA). SA : semaines 
d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). 
page 12
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
Tableau II. – Équations de lissages des différents percentiles pour chaque variable. 
Percentiles 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 
Variables 
DBP m0 = - 14,910 m0 = - 15,201 m0 = - 6,342 m0 = - 4,775 m0 = - 5,049 m0 = - 9,227 m0 = - 11,747 
y = m0+m1x = 
m2x2 + 2+m3x3 
m1 = 2,171 m1 = 2,314 m1 = 1,381 m1 = 1,213 m1 = 1,332 m1 = 1,971 m1 = 2,368 
m2 = 0,073 m2 = 0,067 m2 = 0,102 m2 = 0,116 m2 = 0,114 m2 = 0,091 m2 = 0,075 
m3 = - 0,002 m3 = - 0,0015 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 
DAT m0 = - 26,601 m0 = - 34,020 m0 = - 33,196 m0 = - 20,218 m0 = - 27,572 m0 = - 25,062 m0 = - 36,520 
y = m0+m1x = 
m2x2 + 2+m3x3 
m1 = 3,416 m1 = 4,582 m1 = 4,577 m1 = 3,135 m1 = 4,110 m1 = 3,939 m1 = 5,653 
m2 = 0,020 m2 = - 0,034 m2 = - 0,0290 m2 = 0,027 m2 = - 0,007 m2 = 0,0009 m2 = - 0,073 
m3 = - 0,0007 m3 = 7,9 e-5 m3 = 2,1 e-5 m3 = - 0,0006 m3 = - 0,0002 m3 = - 0,0003 m3 = 0,0008 
LF m0 = - 44,793 m0 = - 24,460 m0 = - 25,628 m0 = - 27,758 m0 = - 31,448 m0 = - 35,637 m0 = - 34,322 
y = m0+m1x = 
m2x2 + 2+m3x3 
m1 = 4,760 m1 = 2,372 m1 = 2,648 m1 = 3,042 m1 = 3,710 m1 = 4,336 m1 = 4,127 
m2 = - 0,052 m2 = 0,0381 m2 = 0,0381 m2 = 0,0136 m2 = - 0,016 m2 = - 0,0392 m2 = - 0,026 
m3 = 0,0001 m3 = - 0,0009 m3 = - 0,0009 m3 = - 0,0006 m3 = - 0,0002 m3 = 7,3 e-5 m3 = - 0,0001 
PC m0 = - 79,860 m0 = - 75,277 m0 = - 32,697 m0 = - 31,320 m0 = - 11,390 m0 = - 15,224 m0 = - 35,139 
y = m0+m1x = 
m2x2 + 2+m3x3 
m1 = 11,132 m1 = 10,590 m1 = 5,861 m1 = 6,535 m1 = 3,833 m1 = 4,247 m1 = 7,335 
m2 = 0,0144 m2 = 0,178 m2 = 0,358 m2 = 0,322 m2 = 0,457 m2 = 0,466 m2 = 0,336 
m3 = - 0,004 m3 = - 0,005 m3 = - 0,007 m3 = - 0,006 m3 = - 0,008 m3 = - 0,009 m3 = - 0,007 
PA m0 = - 89,816 m0 = - 105,162 m0 = - 73,402 m0 = - 75,485 m0 = - 76,827 m0 = - 89,488 m0 = - 131,617 
y = m0+m1x = 
m2x2 + 2+m3x3 
m1 = 11,501 m1 = 14,112 m1 = 10,644 m1 = 11,571 m1 = 11,924 m1 = 13,804 m1 = 20,044 
m2 = 0,035 m2 = - 0,088 m2 = 0,052 m2 = 0,012 m2 = 0,016 m2 = - 0,048 m2 = - 0,317 
m3 = - 0,002 m3 = 3,68 e-5 m3 = - 0,002 m3 = - 0,001 m3 = 0,001 m3 = - 0,0003 m3 = 0,003 
DBP : diamètre bipariétal ; DAT : diamètre abdominal transverse ; LF : longueur du fémur ; PC : périmètre crânien ; PA : périmètre abdominal. 
Tableau III. – Diamètre bipariétal (DBP), sexes confondus : moyenne, « écart 
type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). 
DBP (mm) 
SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 
10 12,5 13,1 15,7 16,6 17,3 17,7 17,8 
11 15,7 16,3 18,7 19,6 20,4 21,0 21,3 
12 21,5 1,6 18,9 19,6 21,6 22,7 23,6 24,3 24,7 
13 25,1 1,9 22,1 22,8 24,7 25,9 26,8 27,7 28,2 
14 28,3 1,9 25,4 26,1 27,8 29,1 30,1 31,1 31,7 
15 32,5 1,7 28,6 29,4 30,9 32,3 33,4 34,6 35,2 
16 36,5 2,4 31,9 32,7 34,1 35,5 36,7 38,0 38,7 
17 39,3 2,4 35,1 36,0 37,3 38,8 40,1 41,5 42,2 
18 42,5 2,3 38,4 39,2 40,5 42,1 43,4 44,9 45,7 
19 45,8 2,0 41,6 42,5 43,7 45,4 46,8 48,3 49,2 
20 49,0 2,2 44,7 45,7 46,9 48,6 50,1 51,7 52,6 
21 51,8 2,7 47,8 48,8 50,0 51,8 53,4 55,1 56,0 
22 54,7 2,4 50,9 51,9 53,1 55,0 56,6 58,4 59,3 
23 57,3 2,6 53,9 54,9 56,2 58,2 59,8 61,7 62,6 
24 60,3 2,5 56,8 57,8 59,2 61,2 63,0 64,8 65,8 
25 63,6 3,1 59,6 60,7 62,1 64,2 66,0 67,9 68,9 
26 66,9 3,1 62,3 63,4 65,0 67,1 69,0 70,9 71,9 
27 69,1 2,7 64,9 66,1 67,8 69,9 71,8 73,8 74,7 
28 72,7 2,9 67,4 68,6 70,4 72,6 74,6 76,5 77,5 
29 76,0 3,1 69,7 71,0 73,0 75,1 77,2 79,2 80,2 
30 76,5 3,7 71,9 73,3 75,4 77,6 79,7 81,7 82,7 
31 80,2 3,0 74,0 75,4 77,7 79,8 82,1 84,0 85,1 
32 82,2 4,4 75,9 77,4 79,8 82,0 84,3 86,2 87,3 
33 84,4 3,3 77,7 79,3 81,7 83,9 86,3 88,2 89,3 
34 86,3 3,4 79,2 80,9 83,5 85,7 88,1 90,0 91,2 
35 87,4 3,7 80,6 82,4 85,2 87,3 89,8 91,6 92,9 
36 88,0 3,8 81,8 83,7 86,6 88,6 91,2 93,0 94,4 
37 89,3 3,8 82,8 84,8 87,8 89,8 92,5 94,2 95,7 
38 90,8 4,3 83,5 85,7 88,8 90,7 93,5 95,1 96,7 
39 92,0 3,6 84,0 86,4 89,5 91,4 94,3 95,8 97,6 
40 91,9 4,2 84,3 86,9 90,1 91,9 94,8 96,3 98,2 
Tableau IV. – Diamètre abdominal transverse (DAT), sexes confondus : 
moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). 
DAT (mm) 
SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 
11 12,0 12,7 13,5 15,8 16,3 17,4 17,8 
12 18,7 1,9 16,0 16,4 17,5 19,5 20,3 21,6 22,1 
13 22,7 2,4 20,0 20,1 21,4 23,2 24,3 25,7 26,3 
14 25,6 2,1 23,0 23,7 25,3 26,9 28,1 29,7 30,4 
15 29,8 2,1 27,0 27,3 29,1 30,6 32,0 33,6 34,4 
16 34,2 2,8 30,0 30,8 32,8 34,2 35,7 37,5 38,3 
17 38,3 2,8 34,0 34,4 36,4 37,8 39,5 41,3 42,2 
18 41,6 2,8 37,0 37,8 40,0 41,4 43,2 45,0 46,0 
19 45,7 2,5 41,0 41,3 43,5 44,9 46,8 48,7 49,7 
20 48,9 2,7 44,0 44,7 47,0 48,4 50,4 52,3 53,4 
21 52,9 3,3 47,0 48,0 50,4 51,9 53,9 55,9 57,0 
22 55,8 2,9 50,0 51,3 53,7 55,3 57,4 59,4 60,6 
23 59,1 3,1 54,0 54,5 57,0 58,7 60,9 62,8 64,1 
24 62,8 3,2 57,0 57,7 60,2 62,0 64,3 66,3 67,6 
25 65,4 3,5 60,0 60,9 63,4 65,3 67,7 69,7 71,0 
26 67,9 3,4 63,0 63,9 66,5 68,5 71,0 73,0 74,5 
27 70,5 3,3 66,0 66,9 69,6 71,7 74,3 76,4 77,8 
28 73,9 4,3 69,0 69,9 72,6 74,8 77,5 79,7 81,2 
29 78,3 4,0 72,0 72,8 75,6 77,9 80,8 83,0 84,6 
30 80,2 4,2 74,0 75,6 78,5 81,0 83,9 86,3 87,9 
31 84,3 4,2 77,0 78,3 81,4 83,9 87,1 89,6 91,3 
32 87,0 3,9 79,0 81,0 84,2 86,8 90,2 92,9 94,6 
33 90,4 5,0 82,0 83,6 87,0 89,7 93,2 96,2 97,9 
34 94,5 5,1 84,0 86,1 89,7 92,5 96,3 99,5 101,3 
35 96,0 5,2 86,0 88,5 92,5 95,2 99,3 102,9 104,6 
36 98,3 7,0 88,0 90,8 95,1 97,9 102,2 106,2 108,0 
37 101,2 6,4 90,0 93,1 97,8 100,5 105,2 109,6 111,4 
38 102,3 7,0 92,0 95,3 100,4 103,0 108,1 113,0 114,8 
39 104,2 7,8 94,0 97,3 102,9 105,5 110,9 116,4 118,3 
40 111,2 6,8 95,0 99,3 105,4 107,9 113,8 119,9 121,8 
41 110,0 7,1 105,0 106,2 110,0 113,8 115,0 
page 13
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
foetus dont la croissance est la plus rapide. L’intervalle de confiance 
délimite en fait une zone à l’intérieur de laquelle les vitesses de 
croissance des foetus normaux peuvent varier. 
D’autres standards de vitesse de croissance ont été obtenus par 
dérivation de courbes d’ajustement de données longitudinales. Les 
modèles d’ajustement des données longitudinales sont souvent des 
modèles calculés globalement sur l’ensemble des données, comme la 
régression polynômiale [33]. Leur dérivation ne met en évidence qu’un 
ou deux points d’inflexion, à la différence de notre méthode qui rend 
mieux compte des variations successives des vitesses de croissance au 
cours de la gestation. En revanche, ils fournissent une appréciation 
commode du « taux de croissance moyen » de chaque paramètre 
biométrique en fonction du délai entre deux mesures. 
Courbes de vitesse de croissance 
Les courbes de vitesse de croissance de trois dimensions linéaires (DBP, 
DAT et LF) sont représentées sur les figures 22 à 24. 
Analyse des courbes de vitesse de croissance des dimensions 
linéaires 
La comparaison des courbes de vitesse de croissance des trois variables 
(fig 22, 23, 24) permet de mettre en évidence plusieurs phases de 
croissance [20, 22, 23, 24]. 
Pics de vitesse de croissance vers 15 SA 
Les vitesses de croissance des dimensions linéaires diminuent 
globalement tout au long de la gestation. Leurs maxima de vitesse se 
situent à la fin du premier trimestre, où un pic de vitesse de croissance 
est visible sur les courbes, en moyenne vers 15 SA. Le fait que la vitesse 
de croissance moyenne soit maximale vers 15 SAsignifie que le rythme 
de croissance très rapide qui caractérise la période embryonnaire se 
prolonge durant tout le premier trimestre gestationnel. 
Vitesses de croissance au second trimestre 
Durant le second trimestre (16 à 28 SA), la direction globale des 
différentes courbes de vitesse de croissance reste la même : il n’existe ni 
accélération, ni rupture de pente importante. Le second trimestre 
gestationnel apparaît donc comme une période de croissance 
biométrique stable et continue, probablement liée à une stabilité des 
modalités physiologiques de la croissance. 
Vitesses de croissance au troisième trimestre 
Le troisième trimestre est marqué par de brusques changements de 
vitesse de croissance (accélérations et décélérations) [20, 22, 23, 24]. 
Tableau V. – Longueur du fémur (LF), sexes confondus : moyenne, « écart 
type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). 
LF (mm) 
SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 
11 1,5 2,9 5,8 6,5 7,2 6,7 7,7 
12 8,9 2,0 5,0 6,2 8,7 9,6 10,4 10,3 11,2 
13 11,6 1,8 8,5 9,5 11,7 12,7 13,6 13,8 14,6 
14 14,6 1,9 12,0 12,8 14,6 15,8 16,8 17,3 17,9 
15 18,3 1,8 15,3 16,0 17,6 18,8 19,9 20,7 21,2 
16 21,7 1,9 18,5 19,1 20,5 21,8 23,0 23,9 24,4 
17 24,8 2,0 21,7 22,2 23,4 24,8 26,0 27,1 27,6 
18 28,1 2,1 24,7 25,2 26,3 27,7 29,0 30,2 30,6 
19 31,1 1,8 27,7 28,1 29,1 30,6 31,9 33,2 33,7 
20 33,9 1,7 30,6 31,0 31,9 33,4 34,7 36,1 36,6 
21 36,5 2,4 33,4 33,8 34,7 36,2 37,5 39,0 39,5 
22 39,1 1,5 36,1 36,5 37,4 39,0 40,3 41,7 42,3 
23 42,3 1,7 38,7 39,1 40,0 41,6 42,9 44,4 45,0 
24 44,6 2,3 41,2 41,7 42,6 44,3 45,5 47,0 47,7 
25 46,8 2,4 43,6 44,2 45,2 46,8 48,1 49,5 50,3 
26 48,6 2,3 46,0 46,6 47,6 49,3 50,6 52,0 52,8 
27 51,1 2,4 48,3 48,9 50,0 51,7 53,0 54,4 55,3 
28 53,7 2,0 50,5 51,2 52,4 54,1 55,3 56,7 57,7 
29 56,3 2,2 52,6 53,4 54,6 56,3 57,6 58,9 60,0 
30 57,7 2,1 54,6 55,4 56,8 58,5 59,8 61,1 62,2 
31 60,3 2,5 56,6 57,5 58,8 60,6 62,0 63,3 64,4 
32 62,6 2,3 58,4 59,4 60,8 62,6 64,1 65,3 66,5 
33 64,6 2,6 60,2 61,2 62,7 64,5 66,1 67,3 68,5 
34 66,7 2,5 61,9 63,0 64,4 66,3 68,0 69,3 70,4 
35 67,8 2,5 63,6 64,6 66,1 68,0 69,8 71,2 72,2 
36 70,2 4,5 65,1 66,2 67,6 69,6 71,6 73,1 74,0 
37 70,6 2,7 66,6 67,7 69,1 71,1 73,3 74,9 75,7 
38 72,5 3,6 68,0 69,0 70,4 72,5 74,9 76,6 77,3 
39 73,9 3,8 69,4 70,3 71,5 73,7 76,5 78,3 78,8 
40 75,5 2,1 70,7 71,5 72,5 74,8 77,9 80,0 80,3 
Tableau VI. – Périmètre crânien (PC), sexes confondus : moyenne, « écart 
type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). 
PC (mm) 
SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 
11 54,0 56,0 60,2 65,6 68,9 74,8 76,9 
12 77,8 5,7 66,7 68,7 73,0 78,4 81,7 87,1 89,2 
13 90,9 7,1 79,3 81,3 85,7 91,2 94,4 99,5 101,7 
14 101,3 7,5 91,8 94,0 98,4 103,9 107,2 112,0 114,3 
15 116,2 7,2 104,3 106,5 111,0 116,5 120,0 124,6 126,9 
16 128,9 8,5 116,6 119,0 123,5 129,0 132,7 137,2 139,7 
17 140,9 7,4 128,8 131,3 135,9 141,3 145,3 149,8 152,4 
18 153,8 7,7 140,8 143,5 148,1 153,5 157,8 162,3 165,1 
19 164,7 6,6 152,6 155,5 160,1 165,5 170,1 174,7 177,7 
20 177,7 7,5 164,1 167,2 171,9 177,3 182,8 187,1 190,2 
21 190,3 8,6 175,4 178,8 183,4 188,9 194,2 199,2 202,5 
22 201,0 9,6 186,5 190,0 194,7 200,2 205,9 211,2 214,6 
23 209,0 8,5 197,2 200,9 205,7 211,2 217,3 222,9 226,5 
24 220,8 8,5 207,6 211,5 216,4 221,9 228,4 234,3 238,1 
25 233,5 9,3 217,6 221,7 226,7 232,3 239,2 245,4 249,4 
26 244,2 10,4 227,2 231,5 236,6 242,4 249,6 256,2 260,2 
27 250,5 8,6 236,4 240,9 246,1 252,0 259,6 266,5 270,7 
28 264,7 9,7 245,1 249,8 255,2 261,3 269,2 276,5 280,7 
29 273,8 10,6 253,4 258,2 263,8 270,1 278,4 285,9 290,2 
30 277,6 11,9 261,1 266,2 272,0 278,5 287,0 294,9 299,2 
31 287,5 13,4 268,4 273,5 279,6 286,4 295,2 303,3 307,6 
32 295,4 12,5 275,0 280,3 286,7 293,8 302,8 311,1 315,4 
33 303,0 13,1 281,1 286,4 293,2 300,7 309,8 318,3 322,5 
34 308,7 18,1 286,6 291,9 299,1 307,0 316,1 324,8 328,9 
35 313,3 14,2 291,4 296,8 304,4 312,8 321,9 330,6 334,5 
36 315,5 11,5 295,6 300,9 309,1 318,0 327,0 335,7 339,4 
37 321,0 13,1 299,1 304,3 313,0 322,5 331,4 340,0 343,4 
38 323,1 12,9 301,8 306,9 316,3 326,5 335,0 343,5 346,6 
39 328,6 11,4 303,8 308,7 318,9 329,7 337,9 346,1 348,8 
40 332,7 19,0 305,1 309,7 320,6 332,3 340,0 347,9 350,1 
page 14
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
· Ruptures de pente (décélérations brusques) au cours du troisième 
trimestre 
La vitesse de croissance des trois variables (DAT, DBP, LF) chute au 
cours du troisième trimestre. Cette décélération brusque a également été 
observée pour d’autres dimensions foetales : le poids du corps [23], le 
poids et les dimensions du cerveau à l’exception du cervelet [22], le PC 
[6, 7, 14, 23]. En dehors du DBPdont la vitesse de croissance chute au début 
du troisième trimestre, cette brusque décélération a lieu vers 35 SA. 
· Reprise de croissance en fin de gestation 
À partir de 38-39 SA, une relance de la vitesse moyenne de croissance 
est observée pour le PC, le DBP, la LF. 
La période de gestation qui va de 35 SA à 41 SA apparaît donc comme 
une période charnière où les modifications du rythme de croissance sont 
liées à la naissance prochaine du foetus. La chute brutale des vitesses de 
croissance, suivie d’une nouvelle accélération, pourrait traduire les 
rapports complexes et ambivalents du foetus et du milieu intra-utérin 
durant cette période : après 35 SA, les conditions de milieu semblent 
plutôt défavorables à la croissance foetale qui peut présenter cependant 
une reprise de croissance rapide. 
Tableau VII. – Périmètre crânien (PC) : moyenne, « écart type » et percentiles 
par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus masculins à partir de 20 SA. 
PC (mm) 
SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 
20 178,1 7,6 169,7 172,9 177,8 181,5 185,2 
21 193,9 6,8 181,9 185,3 190,4 194,8 199,1 
22 201,4 5,9 193,6 197,1 202,6 207,6 212,3 
23 212,4 8,3 204,8 208,5 214,3 219,8 225,0 
24 223,0 9,0 215,5 219,4 225,5 231,5 237,1 
25 235,7 8,9 225,7 229,8 236,2 242,6 248,6 
26 247,0 10,4 235,5 239,7 246,4 253,2 259,5 
27 252,8 6,9 244,7 249,2 256,1 263,3 269,9 
28 268,7 8,6 253,4 258,2 265,3 272,8 279,7 
29 275,5 10,8 261,7 266,7 274,0 281,8 288,9 
30 281,7 10,5 269,4 274,8 282,3 290,3 297,5 
31 290,7 10,6 276,7 282,4 290,0 298,2 305,6 
32 298,1 14,1 283,4 289,5 297,3 305,6 313,1 
33 307,0 13,3 289,7 296,1 304,0 312,5 320,0 
34 314,4 12,4 295,4 302,2 310,3 318,8 326,3 
35 317,2 14,4 300,7 307,9 316,0 324,6 332,1 
36 320,2 9,5 305,5 313,1 312,3 329,8 337,3 
37 325,5 13,4 309,8 317,9 326,1 334,5 341,9 
38 324,0 14,1 313,6 322,1 330,4 338,7 345,9 
39 332,7 10,8 316,9 325,9 334,2 342,4 349,3 
40 342,6 8,7 - 329,2 337,5 345,5 - 
Tableau VIII. – Périmètre crânien (PC) : moyenne, « écart type » et 
percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus féminins à partir 
de 20 SA. 
PC (mm) 
SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 
20 177,0 7,3 164,9 169,0 174,8 179,6 183,9 
21 186,3 8,7 176,6 181,4 187,0 192,2 197,0 
22 200,5 12,1 187,7 193,3 198,7 204,4 209,5 
23 206,2 7,6 198,5 204,6 209,9 216,0 221,5 
24 219,1 7,7 208,8 215,4 220,7 227,2 233,0 
25 230,6 9,2 218,6 225,7 231,0 237,8 243,9 
26 241,1 9,6 228,0 235,5 240,8 247,9 254,3 
27 247,1 9,8 237,0 244,7 250,1 257,6 264,2 
28 260,0 8,9 245,5 253,5 258,9 266,7 273,5 
29 270,8 10,2 253,6 261,7 267,3 275,4 282,3 
30 271,3 11,9 261,3 269,4 275,2 283,5 290,6 
31 284,0 14,7 268,4 276,6 282,6 291,2 298,3 
32 292,5 10,0 275,2 283,2 289,5 298,3 305,5 
33 299,8 12,2 281,5 289,3 296,0 304,9 312,2 
34 302,9 21,0 287,4 295,0 301,9 311,1 318,3 
35 310,0 13,2 292,8 300,1 307,4 316,7 323,9 
36 312,3 11,7 297,8 304,6 312,4 312,8 329,0 
37 316,8 11,2 302,3 308,7 317,0 326,5 333,6 
38 321,1 10,9 306,4 312,2 321,0 330,6 337,6 
39 325,5 11,2 310,1 315,2 324,6 334,2 341,1 
40 322,6 23,0 - 317,7 327,7 337,4 - 
Tableau IX. – Périmètre abdominal (PA), sexes confondus : moyenne, « écart 
type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). 
PA (mm) 
SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 
10 26,9 27,3 36,6 40,5 42,9 43,6 40,8 
11 38,4 39,4 47,8 52,0 54,8 56,2 55,1 
12 59,4 5,3 50,0 51,5 59,0 63,4 66,7 68,8 69,2 
13 71,2 7,6 61,5 63,5 70,2 74,9 78,5 81,3 82,9 
14 82,8 16,7 72,9 75,2 81,4 86,2 90,2 93,6 96,3 
15 94,1 9,4 84,2 86,8 92,5 97,5 101,9 105,9 109,3 
16 108,1 7,6 95,4 98,2 103,6 108,8 113,5 118,0 122,0 
17 124,5 12,6 106,5 109,4 114,6 120,0 125,1 130,0 134,4 
18 131,7 8,9 117,5 120,5 125,6 131,0 136,6 141,9 146,6 
19 143,8 8,3 128,3 131,4 136,5 142,1 147,9 153,6 158,4 
20 155,3 7,8 139,0 142,1 147,3 153,0 159,2 165,2 170,0 
21 166,8 9,6 149,5 152,6 158,1 163,8 170,4 176,7 181,4 
22 176,6 8,8 159,8 163,0 168,7 174,6 181,5 188,1 192,6 
23 186,8 10,5 170,0 173,2 179,2 185,2 192,5 199,3 203,7 
24 200,0 15,2 180,0 183,2 189,6 195,7 203,4 210,4 214,5 
25 206,2 10,3 189,8 193,1 199,9 206,1 214,1 221,4 225,2 
26 215,2 12,0 199,3 202,8 210,0 216,4 224,7 232,2 235,8 
27 223,2 8,8 208,6 212,3 220,0 226,5 235,1 242,9 246,4 
28 235,6 12,0 217,7 221,7 229,8 236,6 245,5 253,5 256,8 
29 247,7 12,4 226,5 230,8 239,4 246,4 255,6 263,9 267,2 
30 254,0 12,9 235,1 239,8 248,9 256,2 265,6 274,2 277,5 
31 266,2 11,8 243,3 248,7 258,2 265,7 275,5 284,3 287,9 
32 275,4 13,1 251,3 257,3 267,3 275,1 285,1 294,3 298,2 
33 284,7 17,1 259,0 265,8 276,1 284,4 294,6 304,1 308,6 
34 297,9 15,2 266,4 274,2 284,8 293,5 303,9 313,8 319,0 
35 305,2 17,8 273,5 282,3 293,2 302,4 313,1 323,3 329,5 
36 311,3 20,2 280,2 290,3 301,4 311,1 322,0 332,7 340,1 
37 321,6 17,7 286,6 298,1 309,3 319,6 330,7 342,0 350,8 
38 321,1 22,0 292,6 305,8 317,0 328,0 339,2 351,0 361,6 
39 356,0 20,6 298,2 313,3 324,4 336,1 347,5 359,9 372,6 
40 345,5 21,9 303,5 320,6 331,5 344,0 355,5 368,7 383,7 
41 347,0 - 308,6 327,8 338,4 351,8 363,4 377,3 395,0 
page 15
34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 
Rythmes de croissance moyens 
et rythmes de croissance individuels : 
de la population à l’individu 
Courbes standards de croissance et courbes de croissance 
individuelles : un même modèle ? 
L’utilisation des courbes standards pour la surveillance foetale sous-tend 
souvent un préjugé implicite : tous les foetus eutrophiques 
possèdent les mêmes types de courbe de croissance, la variabilité 
interindividuelle restant faible. Dans cette hypothèse, les trajectoires 
individuelles de croissance sont parallèles à la courbe standard 
moyenne, toute déviation par rapport à cette dernière étant par définition 
anormale, et peut-être à risque pathologique. Cette conception se trouve 
remise en question par les résultats d’une étude de la variabilité de 
croissance menée sur un échantillon de foetus normaux. 
Variabilité individuelle : de la population à l’individu 
Nous décrivons ici les résultats d’une étude de la variabilité individuelle 
des rythmes de croissance, réalisée sur un échantillon de foetus 
normaux [18]. 
Caractéristiques de l’échantillon et méthode d’étude 
de la variabilité 
Un groupe de 24 sujets (14 filles et dix garçons) nés à terme, en 
présentation céphalique, eutrophiques et ne présentant ni pathologie, ni 
malformation à la naissance, a été mesuré depuis 7 SA jusqu’à 1 mois 
postnatal. 
Au cours de la gestation, chaque sujet fut mesuré cinq fois par le même 
opérateur, avec le même échographe. Trois variables ont fait l’objet 
d’une étude de variabilité : le DBP, le DAT et la LF. 
Évaluation de la variabilité 
· Comparaison des courbes de croissance individuelles (fig 25, 26, 27). 
Les courbes des 24 foetus ont été comparées les unes aux autres, et 
également avec la courbe standard provenant de la même population. 
Pour préserver la lisibilité des figures, seulement quatre sujets y sont 
mm/semaine 
SA 
représentés. Ces quatre sujets ont été choisis en raison de la grande 
diversité de leurs trajectoires de croissance, comme illustration de la 
variabilité des rythmes de croissance foetale. 
La comparaison de toutes les courbes individuelles de croissance a 
permis de distinguer deux périodes : 
– au cours des deux premiers trimestres, la croissance du DBP, du DAT 
et de la LF est linéaire chez tous les sujets ; les courbes de croissance des 
24 sujets sont groupées et leurs trajectoires de croissance parallèles ; 
l’allure des courbes individuelles est semblable à celle de la courbe de 
référence standard ; 
Tableau X. – Périmètre abdominal (PA) : moyenne, « écart type » et 
percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus masculins à partir 
de 20 SA. 
PA (mm) 
SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 
20 154,5 8,5 142,3 150,8 157,6 161,8 165,3 
21 169,5 7,9 153,5 161,1 167,9 172,7 177,1 
22 176,7 7,9 164,4 171,3 178,1 183,4 188,7 
23 190,3 9,1 175,0 181,4 188,3 194,0 200,2 
24 199,1 12,0 185,5 191,4 198,4 204,6 211,5 
25 207,5 10,0 195,7 201,4 208,4 215,1 222,6 
26 219,8 9,7 205,6 211,2 218,4 225,4 233,7 
27 223,7 9,8 215,4 221,0 228,2 235,7 244,5 
28 237,8 13,7 224,9 230,7 238,1 245,9 255,3 
29 246,7 12,9 234,2 240,3 247,8 256,0 265,8 
30 256,7 11,9 243,3 249,8 257,5 266,1 276,3 
31 266,1 9,8 252,1 259,2 267,1 276,0 286,5 
32 277,7 15,3 260,7 268,5 276,6 285,8 296,7 
33 289,2 15,0 269,1 277,8 286,1 295,6 306,6 
34 303,6 15,5 277,2 286,9 295,5 305,2 316,5 
35 309,2 18,8 285,1 296,0 304,8 314,8 326,1 
36 317,6 19,6 292,8 305,0 314,1 324,3 335,7 
37 325,4 17,7 300,3 313,9 323,3 333,7 345,0 
38 317,4 20,9 307,5 322,7 332,4 343,0 354,3 
39 338,7 15,0 314,5 331,4 341,4 352,2 363,4 
40 360,0 9,5 - 340,0 350,4 361,3 - 
Tableau XI. – Périmètre abdominal (PA) : moyenne, « écart type » et 
percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus féminins à partir 
de 20SA 
PA (mm) 
SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 
20 156,6 6,4 143,1 150,0 154,5 159,6 167,0 
21 163,6 10,7 153,5 160,0 164,4 169,8 177,1 
22 176,3 9,9 163,6 170,0 174,3 180,0 187,3 
23 183,7 10,7 173,6 179,8 184,2 190,2 197,6 
24 200,7 17,3 183,3 189,5 194,0 200,4 207,8 
25 205,3 10,4 192,9 199,2 203,8 210,6 218,1 
26 210,3 12,3 202,2 208,7 213,6 220,7 228,5 
27 222,4 7,1 211,3 218,1 223,3 230,9 238,8 
28 233,4 10,1 220,2 227,4 233,0 241,0 249,2 
29 248,6 12,2 228,9 236,6 242,6 251,2 259,7 
30 248,6 14,0 237,4 245,6 252,2 261,3 270,2 
31 265,1 12,3 245,7 254,6 261,8 271,4 280,7 
32 273,1 10,0 253,7 263,5 271,3 281,5 291,2 
33 280,8 18,0 261,6 272,3 280,8 291,6 301,8 
34 292,7 12,9 269,2 280,9 290,2 301,7 312,4 
35 301,4 16,0 276,6 289,5 299,6 311,8 323,1 
36 307,3 19,8 283,8 297,9 309,0 321,9 333,8 
37 318,9 16,2 290,8 306,2 318,3 332,0 344,5 
38 327,7 24,0 297,6 314,5 327,6 342,0 355,3 
39 324,1 27,5 304,2 322,6 336,9 352,1 366,1 
40 353,6 26,0 310,6 330,6 346,1 362,2 376,9 
4,5 
4 
3,5 
3 
2,5 
2 
1,5 
1 
0,5 
6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 
22 Courbe de vitesse de croissance du diamètre bipariétal. SA : semaines d’amé-norrhée. 
En trait plein : courbe de vitesse moyenne ; en pointillés : intervalle de 
confiance de 95 %. 
page 16
Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 
5 
SA 
SA 
– au cours du troisième trimestre apparaît une grande diversité de 
trajectoires de croissance (fig 25, 26, 27) ; les percentiles des courbes de 
référence s’infléchissent en fin de troisième trimestre ; ceci signifie 
qu’en moyenne la croissance du DBP, duDAT et du fémur ralentit en fin 
de gestation ; cependant, ce ralentissement ne se produit pas chez tous 
les foetus normaux : chez un certain nombre de foetus, les vitesses de 
croissance des différentes variables ne diminuent pas en fin de gestation 
(dans notre échantillon cette éventualité concerne neuf sujets sur 24 pour 
le DAT et deux sur 24 pour le DBP) ; il existe même un certain nombre 
de sujets pour lesquels la croissance de certains paramètres biométriques 
s’accélère en fin de gestation (c’est notamment le cas de trois sujets sur 
24 pour le DAT) ; de plus, même lorsqu’il existe un ralentissement de la 
croissance, son ampleur et l’âge auquel il survient sont différents d’un 
individu à l’autre. 
· Variabilité des vitesses de croissance 
Pour chacune des trois variables, les vitesses de croissance entre deux 
mensurations successives ont été calculées pour chaque sujet au cours 
des intervalles suivants : 12-26, 26-34, 34-37,37-39 SA. Les 
distributions des vitesses de croissance dans chaque intervalle sont 
représentées sous forme de « boîtes » (fig 28). 
DBP (mm) 
90e 
perc 
sujet 4 (M) 
DAT (mm) 
90e 
perc 
sujet 4 (M) 
LF (mm) 
70 
90e 
perc 
sujet 4 (M) 
La vitesse de croissance moyenne du DBP décroît tout au long de la 
gestation (fig 28). La variabilité augmente avec l’âge, mais dans une 
moindre proportion que dans le cas du DAT : l’augmentation de la 
variance n’est statistiquement significative qu’entre les intervalles 
12-26 et 26-34 SA. 
4,5 
4 
3,5 
3 
2,5 
2 
1,5 
1 
0,5 
0 
mm/semaine 
8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 
23 Courbe de vitesse de croissance du diamètre abdominal transverse. 
SA : semaines d’aménorrhée. En trait plein : courbe de vitesse moyenne ; en poin-tillés 
: intervalle de confiance de 95 %. 
4 
3,5 
3 
2,5 
2 
1,5 
1 
0,5 
0 
mm/semaine 
8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 
24 Courbe de vitesse de croissance du fémur. SA : semaines d’aménorrhée. En 
trait plein : courbe de vitesse moyenne ; en pointillés : intervalle de confiance de 
95 %. 
100 
95 
90 
85 
80 
75 
70 
65 
60 
55 
25 27 29 31 33 35 37 39 
SA 
10e 
perc 
sujet 19 (M) 
sujet 17 (F) 
sujet 22 (F) 
25 Variabilité de croissance du diamètre bipariétal (DBP). Les courbes de crois-sance 
de quatre sujets normaux (en traits pleins) sont superposés aux percentiles de 
la courbe standard (en pointillé) (en cours de publication). SA : semaines d’aménor-rhée 
; perc : percentile. 
115 
104 
93 
82 
71 
60 
25 27 29 31 33 35 37 39 
SA 
50e 
perc 
sujet 19 (M) 
sujet 17 (F) 
sujet 22 (F) 
26 Variabilité de croissance du diamètre abdominal transverse (DAT). Les courbes 
de croissance de quatre sujets normaux (en traits pleins) sont superposés aux 
percentiles de la courbe standard (en pointillé) (en cours de publication). 
SA : semaines d’aménorrhée ; perc : percentile. 
80 
75 
65 
60 
55 
50 
45 
40 
25 27 29 31 33 35 37 39 
SA 
10e 
perc 
sujet 19 (M) 
sujet 17 (F) 
sujet 22 (F) 
27 Variabilité de croissance de la longueur du fémur (LF). Les courbes de crois-sance 
de quatre sujets normaux (en traits pleins) sont superposés aux percentiles de 
la courbe standard (en pointillé) (en cours de publication). SA : semaines d’aménor-rhée 
; perc : percentile. 
page 17
Biométrie fœtale   standards de croissance et croissance ind
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  • 1. Biométrie fútale : standards de croissance et croissance individuelle AM Guihard-Costa O Thiebaugeorges P Droullé 34-750-B-10 R é s u m é. – La biométrie foetale repose sur la construction de standards de croissance les plus fiables possible, puis sur leur utilisation pour l’appréciation de la croissance d’un sujet donné. La méthodologie revêt une importance toute particulière : l’aspect final des courbes de croissance dépend des choix opérés lors de la construction des standards de croissance. Dans cet exposé, les choix concernant les techniques de mesure, la datation, la composition et la taille de l’échantillon, les méthodes d’analyse statistique sont définis et discutés. On distingue également l’évaluation « statique » de la croissance foetale (gabarit) de l’évaluation « dynami-que » (vitesses de croissance). Des exemples de standards de croissance statiques et/ou dynamiques sont donnés pour le diamètre bipariétal (DBP), le diamètre abdominal transverse (DAT), la longueur du fémur (LF), le périmètre crânien (PC) et le périmètre abdominal (PA). La variabilité individuelle de croissance fait l’objet d’une évaluation qualitative et quantitative. Son amplitude n’est pas constante au cours de la gestation : la variabilité est faible au cours des deux premiers trimestres, mais très importante au troisième. L’augmentation considérable de la variabilité en fin de gestation remet en cause l’intérêt de la biométrie échographique du troisième trimestre à 31 ou 34 semaines d’aménorrhée (SA) dans les populations à bas risque. © 1999, Elsevier, Paris. Introduction : problématique de l’étude biométrique de la croissance foetale Les études de la croissance humaine et particulièrement de la croissance foetale renvoient constamment à deux types d’interrogations : – comment choisir les standards de croissance les plus fiables possible ? – comment utiliser ces standards pour l’appréciation de la croissance d’un sujet donné ? Les réponses à ces questions ne sont pas aussi évidentes qu’il y paraît en première analyse. Il existe en effet un grand nombre de standards de croissance disponibles et l’on peut hésiter sur le choix du standard à utiliser. D’autre part, il est légitime de se demander dans quelles limites ces « normes » sont applicables à n’importe quel sujet, qu’il soit ou non issu de la même population. Anne-Marie Guihard-Costa : Docteur ès Sciences, EP 1781 CNRS, Iresco, 59, rue Pouchet, 75849 Paris cedex 17, France. Olivier Thiebaugeorges : Docteur en Médecine. Pierre Droullé : Praticien hospitalier. Maternité régionale, 10, rue du Docteur-Heydenreich, 54042 Nancy, France. Toute référence à cet article doit porter la mention : Guihard-Costa AM, Thiebaugeorges O et Droullé P. Biométrie foetale : standards de croissance et croissance individuelle. Encycl Méd Chir (Elsevier, Paris), Gynécologie/Obstétrique, 5-013-C-10, Radiodiagnostic – Urologie-Gynécologie, 34-750-B-10, 1999, 19 p. Diversité des standards de croissance foetale Dans la littérature mondiale, il existe un grand nombre de courbes de croissance de référence pour chaque variable biométrique, mais ces courbes standards peuvent différer beaucoup les unes des autres. Cette hétérogénéité des standards de croissance mondiaux a deux causes : la diversité des méthodes utilisées pour leur élaboration et les différences de structure des populations étudiées. Diversité des modes de construction des standards de croissance Elle concerne tous les stades méthodologiques, du choix de la taille de l’échantillon au choix du modèle mathématique de lissage des courbes. C’est ainsi que certaines courbes standards sont construites à partir de quelques centaines de sujets [8, 29, 32], d’autres en réunissent plusieurs centaines de milliers [2, 5]. Le mode de recueil des données peut également être très différent d’un standard à l’autre, avec des variations importantes dans les techniques de mesure échographiques et la précision de ces mesures. Enfin, le mode de construction mathématique des courbes standards (calcul des paramètres statistiques de la variation, mode de lissage des courbes) est souvent différent d’une étude à l’autre. Ces variations méthodologiques peuvent avoir des conséquences importantes sur l’aspect final des courbes de croissance, sur la détermination des percentiles extrêmes et donc sur la définition des « seuils » de normalité. Diversité des populations de référence Les différences constatées entre les standards de croissance disponibles dans la littérature peuvent également avoir pour origine les différences de structure des échantillons populationnels étudiés. Les différences © Elsevier, Paris ENCYCLOPÉDIE MÉDICO-CHIRURGICALE 34-750-B-10
  • 2. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic dans la composition ethnique ou sociologique des échantillons jouent évidemment un grand rôle dans la diversité des normes de croissance, mais les critères de sélection d’ordre médical interviennent également. C’est ainsi que certains standards prennent en compte tous les foetus ou nouveau-nés examinés en un lieu et dans un laps de temps donnés [4], d’autres excluant certains sujets, comme les jumeaux et/ou les mort-nés, les sujets malformés, les grossesses pathologiques [3, 24, 29], etc. Une norme ou des normes ? Les disparités génétiques, sociologiques et médicales créent une mosaïque de sous-unités populationnelles distinctes. La question se pose alors de savoir s’il convient d’utiliser des « normes » de croissance pour chacun de ces sous-groupes, ou un nombre restreint de normes à valeur universelle. Le clinicien peut choisir d’élaborer ses propres standards de croissance à partir d’une population de référence locale. Cette solution est certainement la plus fiable, moyennant quelques précautions méthodologiques que nous détaillerons plus loin, mais elle nécessite un investissement pratique parfois difficile à réaliser. L’autre solution consiste à choisir un standard de croissance parmi ceux de la littérature. Ce choix ne peut s’opérer uniquement sur des critères de fiabilité méthodologique, mais doit pondérer les avantages respectifs des différents standards disponibles en matière de spécificité et de sensibilité. Les critères méthodologiques du choix des standards de croissance seront abordés plus loin dans le texte. Diversité des variables biométriques Les variables biométriques pour lesquelles il existe des standards de croissance sont très nombreuses. On peut les classer en deux groupes : – les variables représentatives de la croissance staturopondérale du foetus : entrent dans ce groupe toutes les dimensions linéaires de la tête (diamètre et périmètre crâniens), des membres (longueur du fémur…) et du tronc (diamètre et périmètre abdominaux …), mais également le poids du corps estimé, calculé à partir de ces dimensions linéaires ; – les variables plus spécifiques, représentatives de la croissance d’un organe donné (dimensions et volume du rein, du cerveau…) ; ces variables ne sont pas utilisées pour le dépistage des anomalies de la croissance globale du foetus, mais dans le cadre de la détection et du suivi de certaines affections viscérales. Nous n’évoquerons ici que les variables représentatives de la croissance staturopondérale, les plus utilisées en pratique médicale courante. Problèmes liés à l’utilisation pratique des standards de croissance L’utilisation pratique d’un standard de croissance, même si celui-ci est choisi à partir de critères rigoureux, se heurte à deux difficultés : – à partir d’un standard donné, quel seuil doit-on prendre en compte pour délimiter la croissance pathologique de la croissance normale ? Ce seuil doit-il être le même pour tous les paramètres biométriques ? – comment évaluer correctement la croissance d’un individu à partir de standards de croissance moyens ? La comparaison, à un âge donné, des dimensions d’un sujet avec des valeurs de référence suffit-elle à détecter toute anomalie de la croissance ? C’est à l’ensemble de ces questions méthodologiques et pratiques que nous nous proposons ici de répondre. Nous envisagerons tout d’abord l’importance de la méthodologie dans la construction des standards de croissance. Puis nous fournirons un certain nombre de courbes standards échographiques permettant une évaluation « statique », mais aussi « dynamique » de la croissance foetale. Enfin, nous discuterons la variabilité individuelle de croissance et ses conséquences sur l’évaluation de la croissance foetale. Méthodes de construction des standards de croissance foetale Techniques de mesure des principaux paramètres biométriques ; précision des mesures Les principaux paramètres concernent la croissance cranioencéphalique, la croissance tronculaire et la taille. Ils permettent d’approcher la croissance staturopondérale. 1 Mesure du diamètre bipariétal (17 SA). Coupe axiale à l’endroit où le crâne est le plus large. Les calibreurs sont positionnés sur le bord externe de l’os pariétal proximal et sur le bord interne de l’os pariétal distal (flèches). Tels qu’ils sont définis, les échos pariétaux sont à égale distance des structures médianes. 1. Faux du cerveau ; 2. cavité du septum pellucidum ; 3. plexus choroïde. 2 Mesure du périmètre crânien (27 SA). Les repères échoanatomiques sur cette coupe sont constitués par la faux du cerveau (1), en avant et en arrière, la cavité du septum pellucidum (2), le thalamus (3), le glomus du plexus choroïde au sein de l’atrium du ventricule latéral distal (4). Diamètre bipariétal (fig 1) Le diamètre transverse du crâne est mesurable à partir de 10 SA. L’ossification des os pariétaux est reconnue à 13 SA. Dès lors, le DBP peut être mesuré, par définition sur une coupe axiale et à l’endroit où le crâne est le plus large. Les calibreurs sont placés par convention sur le bord externe de la table osseuse pariétale proximale et sur le bord interne de l’os pariétal distal. Hadlock recommande l’utilisation d’un gain moyen de sorte que l’épaisseur de la voûte osseuse n’excède pas 3 mm. Les échos pariétaux doivent être à égale distance des structures médianes. Idéalement, celles-ci sont perpendiculaires à l’axe du faisceau ultrasonore (crâne en position occipitotransverse). Le plan de coupe, oblique en bas et en arrière, passe par la faux du cerveau ; il intéresse également le thalamus, le IIIe ventricule et les pédoncules cérébraux. Aux deuxième et troisième trimestres, dans le plan de coupe du DBP, la faux du cerveau est visible dans ses tiers antérieur et postérieur. À son tiers antérieur, elle est interrompue en arrière par l’image de la cavité du septum lucidum ou celle des piliers antérieurs du fornix. Souvent, la coupe passe aussi par le glomus choroïdien au niveau de l’atrium de chaque ventricule latéral. Périmètre crânien (fig 2) La mesure de la circonférence céphalique est recueillie dans le même plan de coupe que le DBP, mais au niveau des contours externes de la calvaria, en excluant les échos des tissus mous. Les résultats obtenus par l’ellipse électronique et avec le tracé manuel sont comparables. Diamètre abdominal transverse (fig 3) Le DAT est le paramètre abdominal le plus couramment utilisé en France. page 2
  • 3. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 Il correspond au diamètre transverse du PA. Ces deux paramètres sont en fait liés par un facteur ð, à condition que les critères d’une coupe axiale stricte, la plus circulaire possible, puissent être respectés (en l’absence de pression de la sonde et d’appui abdominal foetal sur les contours utéroplacentaires). Les calibreurs sont placés au niveau des contours cutanés, en pratique à proximité de l’extrémité antérieure des images costales, perpendiculairement à l’axe sagittal défini par le rachis et la veine ombilicale. Périmètre abdominal (fig 4) Le PAest mesuré sur une coupe axiale transhépatique qui circonscrit les contours externes cutanés. Cette coupe aborde perpendiculairement le rachis, l’aorte et la veine cave inférieure. Elle passe par le récessus ombilical (portion ombilicale de la veine porte gauche), formant un segment ovoïde horizontal qui se prolonge en « J » par le sinus porte (portion transverse de la veine porte gauche) puis par la veine porte droite sans démarcation nette ni réduction de calibre. La coupe, située en T10-T11, passe également par les surrénales. Longueur fémorale (fig 5) La LF correspond à la mesure du fût diaphysaire ossifié du fémur. Il doit être rectiligne (quand il est abordé de dehors en dedans). Il doit également présenter une échogénicité identique sur toute sa longueur. Ses extrémités doivent être nettes, rectilignes ou émoussées plutôt qu’aiguës ou spiculaires. La mesure doit exclure les échos métaphysoépiphysaires, et bien être effectuée dans l’axe diaphysaire, quand l’os est positionné horizontalement à l’intérieur de la zone focale. Précision technique des mesures Les variations de la mesure dépendent à la fois de l’opérateur et de la patiente : – les valeurs des paramètres varient lors de mensurations itératives réalisées par un même opérateur (variabilité intraobservateur) et lors d’un changement d’opérateur (variabilité interobservateur) ; la variabilité intraobservateur est moindre que la variabilité interobservateur ; – des facteurs maternels tels que la multiparité, l’âge gestationnel, l’épaisseur pariétale, ainsi que la quantité de liquide amniotique, introduisent une erreur systématique dans la mesure. La position foetale, outre qu’elle peut modifier les formes, peut limiter la validité de certaines mesures (par exemple, DBP et PA en cas de présentation podalique). Lévi et Smets [31] ont signalé que l’erreur moyenne minimale de la mesure était de 1,5 mm et pouvait correspondre à la différence entre le 20e et le 10e percentile d’un paramètre. Pour Harstadt et Little [27], la mesure la moins reproductible est celle du PA, alors que la plus fiable est celle de la LF (fiabilité intraobservateur : PA = 85 %, LF = 99 %, PC = 94 %, DBP = 92 % ; fiabilité interobservateur : PA= 85 %, LF = 92 %, PC = 88 %, DBP = 91 %). On pourrait s’étonner que les mesures de l’abdomen, en pratique les moins précises, aient la plus grande pertinence diagnostique. Toutefois, elles sont affectées préférentiellement en cas de retard de croissance intra-utérin (RCIU) modéré, alors que les mesures du pôle céphalique ne le sont qu’à un degré moindre et celles du fémur, plus occasionnellement et à des degrés divers, en particulier selon l’âge gestationnel. Ces points soulignent la nécessité d’une grande rigueur dans la réalisation des mesures, afin d’en améliorer la reproductibilité. Intervalle de temps entre deux mesures Le choix de l’intervalle de temps entre deux mesures dépend de plusieurs facteurs. Il doit dans tous les cas être suffisamment grand pour que la croissance soit mesurable, c’est-à-dire que l’accroissement entre deux mesures soit supérieur à la précision technique de la mesure. Cet intervalle minimal entre deux mesures n’est donc pas fixe au cours de la gestation, mais dépend du taux de croissance du paramètre étudié : la croissance ralentissant avec l’âge, l’intervalle minimal entre deux mesures doit être plus grand en fin qu’en début de gestation [35]. L’intervalle minimal entre deux mesures dépend également du type de mensuration : plus une mensuration est petite, plus son accroissement est faible en valeur absolue et plus long doit être l’intervalle entre deux mesures pour pouvoir mesurer cet accroissement. Globalement, si des mesures successives permettent une approche plus directe de la croissance, le changement d’opérateur est à éviter dans ce mode d’évaluation de la croissance, puisque la variabilité interopérateur est plus grande que la variabilité intraopérateur. En pratique, un intervalle d’une dizaine de jours est suffisant pour les foetus jeunes, tant que les vitesses de tous les paramètres sont élevées. Un délai d’au moins 3 semaines peut être nécessaire pour certains paramètres dans la deuxième moitié de la gestation. Détermination de l’âge des sujets Âge foetal exprimé en semaines d’aménorrhée Avant la diffusion de l’échographie, l’âge gestationnel n’était déterminé que d’après la date des dernières règles, en considérant que la date de 3 Mesures du diamètre abdominal transverse (pointes pleines) et du diamètre antéropostérieur de l’abdomen (pointes creuses) (23 SA). 1. Récessus ombilical ; 2. estomac ; 3. rachis ; 4. surrénale droite ; 5. sinus porte. 4 Mesure du périmètre abdominal (23 SA). 1. Récessus ombilical ; 2. aorte abdominale ; 3. rachis ; 4. veine cave inférieure ; 5. veine porte droite. 5 Mesure de la longueur fémorale (23 SA). Les calibreurs (+) sont posi-tionnés aux extrémités nettes du fût diaphysaire ossifié, qui est positionné horizontalement dans la zone focale et apparaît rectiligne. page 3
  • 4. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic conception coïncide avec la date de l’ovulation survenue 14 jours après le début des dernières règles chez une femme dont les cycles sont de 28 jours. On exprimait alors l’âge gestationnel en SA. Pour une femme dont les cycles n’étaient pas de 28 jours, la date de conception était supposée correspondre à la date des dernières règles + le nombre de jours du (ou des) cycle(s) précédent(s) - 14 jours. En obstétrique, il est d’usage de continuer à exprimer l’âge gestationnel en SA, malgré la datation échographique. Il serait toutefois possible d’exprimer celui-ci en semaines de gestation à condition de prendre comme référence la date présumée de conception, ou du moins son intervalle de confiance déterminé par l’échographie. La détermination de l’âge gestationnel par l’histoire menstruelle est insuffisante. Outre l’imprécision liée aux défauts de mémorisation par la patiente, il existe une variabilité de la date d’ovulation par rapport aux cycles. Ainsi Hadlock [25] rapporte l’étude de Matsumoto qui estime que 20 % des femmes ovulent précocement (< 11 jours) ou tardivement (> 21 jours). Campbell etWaldenström (cités également par Hadlock [26]) ont démontré que la mesure échographique du DBP entre 14 et 20 SA est plus performante que l’histoire clinique pour la datation, alors même que cette mesure n’est pas la plus précise. Datation échographique Des normes mettant en relation des mesures échographiques avec un âge gestationnel ont été établies. Le problème était de disposer, pour la détermination de l’âge gestationnel, d’un gold standard auquel on pouvait rapporter les mesures effectuées pour établir les normes. Les premières études se sont intéressées à des femmes qui avaient des cycles réguliers. Les suivantes ont porté sur des femmes suivies pour une infertilité dont on monitorait les cycles ou que l’on stimulait. Plus récemment, on a utilisé les grossesses obtenues par fécondation in vitro (FIV) en considérant comme date de conception le jour de la ponction. Mesure du sac gestationnel Avant 7 SA, en utilisant les sondes endovaginales à haute fréquence, la datation échographique peut se faire par la description et la mesure du sac gestationnel. Warren et al [45] a ainsi relié l’apparition de structures embryonnaires à l’âge gestationnel : – le sac gestationnel est constamment visible à 4 SA ; – la vésicule vitelline, présente dans 91 %des cas à 5 SA, est constante à 6 SA ; – la visualisation d’une échostructure embryonnaire avec activité cardiaque s’effectue dans 86 % des cas à 6 SAet dans tous les cas à 7 SA ; Daya et al [9] a corrélé la taille du sac gestationnel à l’âge de l’embryon. Mesure de la longueur craniocaudale (LCC) Le paramètre de choix pour la datation échographique est la LCC. L’habitude en France est de mesurer celle-ci en prenant la plus grande longueur embryonnaire, sans correction de la courbure naturelle de l’embryon et en excluant les membres [15]. Ceci correspond notamment à la façon de mesurer d’auteurs tels queWisser et al [46]. Dans une étude française récente, Grangé et al [15] comparent, sur une population de grossesses obtenues par FIV, les résultats de différentes courbes du point de vue de la datation échographique. Ils concluent à la supériorité de la courbe de Wisser et al [46] (fig 6), dont l’intervalle de prédictivité à 95 % est de ± 5 jours. Afin d’accroître la pertinence, ils recommandent de n’effectuer de correction de l’âge gestationnel que lorsque l’âge échographique diffère de plus de 7 jours (avec un intervalle de prédictivité à 98 %). Pour Hadlock [25], la variabilité est de ± 8 %autour de l’âge gestationnel estimé, tout au long de la grossesse, dans l’intervalle de prédictivité de 95 %. Ainsi à 8 SA, elle est de ± 4,5 jours, alors qu’à 15 SA elle est de ± 8,4 jours. Ces auteurs recommandent donc d’effectuer la datation échographique entre 7 et 9 SA, étant en cela plus restrictifs que Grangé et al [15] qui estiment qu’elle devrait être réalisée entre 7 et 12 SA. Mesure d’autres variables Certains auteurs ont évalué d’autres mesures (DBP, PA, LF) au premier trimestre. Pour Hadlock [25], si elles sont réalisables et apportent des SA 13 12 11 10 9 8 AG minimal AG maximal AG moyen 7 0 10 20 30 40 50 60 70 Longueur craniocaudale (mm) 6 Datation échographique par la longueur craniocaudale (d’après Wisser et al [46]). AG : âge gestationnel ; SA : semaine d’aménorrhée. Tableau I. – Choix méthodologiques pour l’établissement de standards de croissance foetale. 1. Quelle population de référence ? 2. Étude prospective ou rétrospective ? 3. Données longitudinales ou transversales ? 4. Effectif minimal de l’échantillon 5. Moyenne et écart type 6. Médiane et percentiles 7. Quel modèle mathématique pour lisser les courbes ? résultats satisfaisants, elles ne sont pas supérieures à la LCC. En revanche, pour la datation tardive, ces mesures ne seront utilisables qu’avant 20 SA. Choix de la population de référence - Composition de l’échantillon Une fois l’âge gestationnel précisé et le recueil des mesures effectué, la construction des standards de croissance foetale suppose d’opérer des choix méthodologiques sur des critères précis. Ces choix sont résumés dans le tableau I. Le premier choix concerne celui de la population de référence. Ce choix est déterminant et pourtant les critères de sélection des individus sont loin d’être normalisés, ce qui rend dès lors toute comparaison entre les différents standards de croissance hasardeuse. Les choix à effectuer pour composer un échantillon fiable de foetus sont résumés dans la figure 7. Représentativité spatiale de l’échantillon étudié Il est indispensable de savoir si les données ont été recueillies dans un seul centre médical ou dans plusieurs. En effet, dans le premier cas, l’échantillon de la population est homogène, mais nécessairement restreint quant à son effectif. Dans le deuxième cas, la taille parfois considérable des échantillons (allant jusqu’à plusieurs centaines de milliers d’individus) assure une meilleure représentativité de la population globale, mais les techniques de mesure peuvent être très différentes d’un hôpital à l’autre et augmenter considérablement la variabilité apparente des paramètres biométriques. Nous avons choisi de ne présenter ici que des courbes de croissance élaborées à partir de données provenant d’une seule maternité (maternité régionale de Nancy). Composition « ethnique » Si l’on suppose que la croissance foetale diffère significativement d’un groupe humain à l’autre (ce qui reste à démontrer), il semblerait justifié d’élaborer des standards de croissance foetale distincts pour différentes « ethnies ». Cette proposition se heurte aux difficultés de définition des groupes « ethniques » : doit-on les définir au sens culturel du terme (bretons, basques, corses...), par nationalité (français, belges, luxembourgeois...), par région géographique (maghrébins, sud-européens, nord-européens) ou encore selon des critères page 4
  • 5. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 Recueil des données dans une seule maternité contre : pour : moins représentatif de la population globale échantillon homogène 2 Définir la composition « ethnique » anthropométriques rappelant la définition obsolète des « races ». Mais parler de « race » à propos des « Noirs » (Negroes) et des « Blancs caucasoïdes » (Caucasian infants) nord-américains est un non-sens scientifique, quand on connaît la diversité d’origine géographique des individus composant ces groupes. De fait, on ne peut définir des sous-groupes « biologiques » qu’à partir d’un seul critère à la fois, et l’on ne voit pas bien en quoi la couleur de peau aurait une influence plus importante sur la croissance foetale que n’importe quel autre caractère biologique pris au hasard, comme le groupe sanguin ou la couleur des yeux. C’est pourquoi il nous semble raisonnable de ne prendre en compte que des critères géographiques et/ou géopolitiques pour restreindre l’étendue de l’échantillon étudié. Ainsi, nous avons considéré notre échantillon de foetus suivis à la maternité régionale de Nancy comme un échantillon cohérent, sans détailler la provenance « ethnique » de chacun des sujets qui le composent, préférant une certaine hétérogénéité à des classifications simplistes, sources d’erreurs. Facteurs héréditaires La question des caractéristiques ethniques renvoie à une autre question qui lui est complémentaire : celle des facteurs héréditaires susceptibles d’influer sur la croissance foetale. Il s’agit essentiellement des caractéristiques biométriques des parents (taille, poids) et surtout de la mère, qui sont très corrélées aux caractéristiques biométriques du nouveau-né [37, 41, 42]. Il est matériellement impossible d’effectuer autant de courbes standards que de catégories de taille maternelle, mais il est impératif de tenir compte de ces différences de gabarits parentaux dans le dépistage d’une éventuelle anomalie de la croissance. Ainsi, une valeur d’un paramètre en dessous du 10e percentile peut ne pas avoir la même signification selon que la mère est « grande » ou « petite ». Dans le premier cas, elle est un signe d’alerte faisant suspecter un RCIU ; dans le second cas, elle peut n’être que la traduction d’un petit gabarit constitutionnel. Dans les deux cas, la prise en compte des caractéristiques biométriques parentales permet de nuancer l’interprétation de la biométrie foetale. Pathologies maternelles et foetales Les grossesses pathologiques ayant donné lieu à des traitements médicaux susceptibles de modifier la croissance du foetus doivent être exclues des populations de référence (par exemple : diabète, hypertension artérielle, infections, corticoïdes...). De même pour les sujets mort-nés ou malformés, même si l’on peut raisonnablement s’interroger sur l’exclusion de malformations mineures isolées (polydactylies…) qui ne changent vraisemblablement pas le cours de la croissance. Grossesses multiples Les grossesses multiples font habituellement l’objet d’études séparées et ne sont pas incluses dans les échantillons servant à la construction des standards de croissance foetale. Échantillon A n = 62 Échantillon B n = 10 675 Filles Garçons 3 375 g 3 528 g Taille de l’échantillon En théorie, plus l’effectif de l’échantillon est important, plus la précision dans le calcul des paramètres statistiques de la distribution (moyennes, écarts types, percentiles) est grande et plus les courbes de percentiles sont lissées. La taille minimale d’un échantillon pour tracer une courbe standard de percentiles a été évaluée à plusieurs centaines d’individus [3]. La méconnaissance de l’influence de la taille de l’échantillon sur les résultats d’une étude statistique de la croissance peut être une grande source d’erreur. Une illustration en est donnée dans la figure 8 : dans un échantillon de 62 nouveau-nés mort-nés [24], un test t de Student(1) a été effectué entre les moyennes des poids des filles et des garçons : la différence de poids (153 g) n’est pas statistiquement significative au seuil de 5 %. Le même test, effectué dans un échantillon de 10 675 nouveau-nés [21] présentant la même différence de poids (153 g) est statistiquement significative au seuil de 5 %. (1) Le test t de Student, appliqué pour comparer les moyennes de deux échantillons de données distribuées selon la loi normale, établit la probabilité que la différence observée entre les deux moyennes soit due au hasard. Cette probabilité est exprimée par la valeur de p. Une valeur de p faible (par exemple 0,01) signifie qu’il est improbable (seulement 1 chance sur 100 dans cet exemple) que la différence de moyenne observée soit due au hasard. Dans ce cas, on rejettera « l’hypothèse nulle » de départ (pas de différence entre les échantillons) et on dira qu’il existe une différence significative entre les deux moyennes. La limite supérieure de p au-delà de laquelle il est généralement admis que la différence observée ne peut plus être considérée comme significative est de 0,05. Par exemple si p = 0,1, on considérera la différence observée comme non significative. 1 Déterminer la représentativité de l'échantillon Recueil des données dans plusieurs maternités pour : contre : représentatif de la population globale • l'échantillon est hétérogène • erreurs de mesures majorées (plusieurs opérateurs) 3 Sélectionner les grossesses uniques non pathologiques 4 Exclure de l'échantillon les sujets mort-nés ou malformés Tri selon les « ethnies » : pour : contre : homogénéité accrue difficulté de définition des « ethnies » Pas de tri : échantillon défini géographiquement contre : pour : hétérogénéité accrue représentatif de la population locale dans son ensemble 7 Composition d’un échantillon de référence co-hérent pour laconstruction de standards decrois-sance foetale. Poids du corps à la naissance test t p = 0,133 NS différence moyenne = 153 g Filles Garçons 3 254 g 3 407 g Poids du corps à la naissance test t p < 0,001 S 8 Importance de la taille de l’échantillon. Un test t de Student a été effectué entre les moyennes des poids du corps des filles et des garçons dans deux échantillons de sujets différents : l’échantillon A d’effectif n = 62 (d’après Guihard-Costa et al [24]) et l’échantillon B d’effectif n = 10 675 (d’après Guihard-Costa et al [21]). La différence moyenne de poids entre garçons et filles est la même dans les deux échantillons : 153 g, mais en raison des effectifs différents, elle n’est statistiquement significative que dans l’échantillon B. page 5
  • 6. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic Ceci nous rappelle qu’il faut se garder de conclusions hâtives lorsque l’on effectue des tests statistiques sur des échantillons d’effectifs faibles : le risque d’erreur augmente considérablement avec de petits effectifs. Choix des méthodes d’analyse statistique Étude prospective ou étude rétrospective ? L’étude prospective, qui permet de maîtriser du début à la fin les critères de sélection des sujets inclus, semble a priori préférable. Toutefois en pratique, une étude prospective pure, impliquant la constitution définitive d’un échantillon de référence en début de gestation est impossible à réaliser. Certains sujets doivent être exclus de l’étude en cours de gestation en raison même des critères de sélection de l’échantillon de départ. Par exemple, si l’on veut construire des standards n’impliquant que des sujets nés à terme (ce qui est souhaitable, la prématurité pouvant altérer la croissance), il est évidemment impossible de prévoir la composition de l’échantillon de départ. Ce rendement faible et incertain fait que l’on préfère, pour l’établissement des standards de croissance, les études rétrospectives aux études prospectives. En fait, la fiabilité de l’échantillon dépend beaucoup plus de la qualité et de la précision des informations recueillies, que de l’origine prospective ou rétrospective des données. Il est sans aucun doute préférable de sélectionner des sujets au sein d’une base de données très large et hétérogène, a posteriori, mais rigoureusement (selon des critères précis), que de cumuler petit à petit des données dont les conditions de recueil sont mal maîtrisées. Les données que nous avons utilisées proviennent d’une étude rétrospective. Études longitudinales ou études transversales ? Dans les études longitudinales, le même foetus est mesuré plusieurs fois. Dans les études transversales, le même foetus ne contribue qu’une seule fois à l’échantillon de référence. L’inconvénient majeur des études longitudinales est que les mesures successives d’un même sujet présentent entre elles une très forte corrélation. Ceci revient en fait à diminuer l’information contenue dans les données recueillies, la variabilité naturelle de la population étant alors sous-estimée par la sur-représentation de chaque individu. En fait dans toute étude longitudinale, la taille véritable (utile) de l’échantillon est plus proche du nombre de foetus mesurés que du nombre d’observations collectées. Il semble donc que des données transversales, correspondant à des sujets si possible tirés au sort dans chaque classe d’âge soient préférables pour l’élaboration de standards de croissance. C’est le cas des courbes présentées (cf infra). Moyenne et écart type Pour décrire les distributions successives des valeurs d’un paramètre biométrique au cours de la gestation, on peut employer soit la moyenne (í) et l’écart type (ó), soit les percentiles. Lorsque la distribution des données est gaussienne (normale), la moyenne í est l’indicateur de la valeur centrale de la distribution, et l’écart type ó l’indicateur de dispersion de cette distribution. L’intervalle compris entreí ± 1 ó englobe environ 68,3 % des valeurs de la distribution, í ± 2 ó environ 95,4 %, et í ± 3 ó environ 99,7 %. L’utilisation de í et de ó pour décrire la distribution suppose cependant que les données mesurées soient distribuées selon la loi normale. Ce n’est pas toujours le cas des échantillons de données biométriques qui peuvent se départir de la loi normale de deux façons : – la distribution des données peut être bimodale (distribution présentant deux « clochers ») ; cette disposition évoque l’existence de deux groupes distincts au sein du même échantillon (échantillon hétérogène) ; – la distribution des données peut être asymétrique, avec un plus grand nombre de valeurs faibles ou de valeurs élevées ; c’est souvent le cas lorsque l’effectif de l’échantillon est petit ou moyen ; avec des effectifs élevés, l’asymétrie de la distribution disparaît et la distribution devient normale (théorème central limite). Plus la distribution de la population dévie de la loi normale, plus l’effectif exigé pour une bonne approximation à la loi normale est important. En pratique, l’effectif des échantillons est limité par les PA 380 (mm) 370 360 350 340 330 320 310 foetus féminins 90e percentile 75e percentile moyenne médiane 25e percentile 10e percentile foetus masculins 9 Médiane et moyenne : deux indicateurs distincts de la valeur centrale d’une distribution. Sur cette représentation sous forme de « boîtes » de la distribution du périmètre abdominal (PA) d’un échantillon de nouveau-nés à terme, on remarque, chez les filles comme chez les garçons, que la médiane ne coïncide pas avec la moyenne (distribution asymétrique) (d’après Guihard-Costa [19]). contraintes techniques du recueil de données : il est souvent difficile d’obtenir un échantillon suffisant pour que tous les paramètres biométriques présentent une distribution normale. Dans ce cas, il existe un autre mode de description des données : les percentiles. Percentiles Le xe percentile est une valeur telle que, une fois les observations ordonnées par ordre croissant, x % des observations soient situées au-dessous de cette valeur. Le 50e percentile ou médiane correspond à la valeur qui divise la distribution en deux : 50 % des observations se situent au-dessous de cette valeur et 50 % au-dessus. Les percentiles décrivent mieux les distributions asymétriques (cas des petits échantillons). La médiane, notamment, n’est pas affectée par des valeurs très élevées ou au contraire très faibles, comme c’est le cas pour la moyenne. C’est une mesure plus sensible du centre de la distribution lorsque celle-ci est très asymétrique. Comparaison de la moyenne et de la médiane. Écarts types et percentiles Lorsque les distributions ne sont pas normales (notamment dans le cas des échantillons d’effectifs réduits), médiane et moyenne ne coïncident pas. Un exemple illustrant la différence entre la médiane et la moyenne est représenté sur la figure 9. Il s’agit d’un échantillon de 27 foetus (15 féminins et 12 masculins), mesurés en fin de gestation (38-39 SA), extrait d’une base de données échographiques ayant servi à l’élaboration de standards de croissance [19]. Les distributions du PAsont représentées sous forme de « boîte à moustaches ». Le milieu de la boîte représente le 50e percentile, soit la médiane, les bords de la boîte représentent les 25e et 75e percentiles, les deux extrémités des « moustaches ». La valeur correspondant à la moyenne est indiquée par un trait à l’intérieur de la boîte. Dans cet échantillon d’effectif réduit, on remarque que moyenne et médiane ne coïncident pas chez les filles, comme chez les garçons. Ceci est dû au fait que la distribution du PAn’est pas symétrique. La médiane est décalée vers le bas, ce qui montre qu’il y a un plus grand nombre de sujets ayant un PA faible qu’un PA élevé. De plus, chez les filles, la distribution est plus étendue dans les 50 % médians, ce qui montre une variabilité plus grande des filles dans les valeurs moyennes. De même, il n’existe pas d’équivalent simple entre écarts types et percentiles. La plupart du temps, lorsque l’on représente les courbes de croissance en moyenne et écart type, on définit la normalité de croissance comme située entre ± 2 ó. Lorsqu’on utilise les percentiles, on a coutume d’utiliser comme limites de normalité, soit les 10e et 90e percentiles, soit les 5e et 95e percentiles, plus rarement les 3e et 97e percentiles. Ces deux modes de représentation ne coïncident pas. Un exemple en est donné sur la figure 10. Il concerne un échantillon de 490 foetus décédés provenant de la maternité de Port-Royal [24]. Les courbes de croissance page 6
  • 7. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 Poids du corps (g) 95e 50e m 5e SA Poids du corps (g) A B C pondérales correspondant à la í ± 2 ó et celles qui correspondent aux 5e, 50e et 95e percentiles du même échantillon ont été superposées (fig 10A) : les courbes des percentiles extrêmes ne coïncident pas avec les courbes correspondant à 2 ó, car les premières englobent 90 % des données et les secondes 95 %. Les 3e et 97e percentiles sont plus proches des courbes correspondant à 2 ó, puisqu’ils englobent 94 % de la distribution (fig 10B). Néanmoins, la correspondance reste imparfaite puisqu’ils englobent encore 1 %de la distribution en moins que í ± 2 ó. En fait, si l’on veut pouvoir comparer des courbes calculées à partir de í et ó avec des courbes de percentiles, il faut englober la même proportion de la distribution. Si l’on trace í ± 1,645 ó, on englobe bien 90 % de la distribution, ce qui correspond aux 5e et 95e percentiles (fig 10C). Néanmoins, comme c’est le cas ici, un décalage entre les deux modes de représentation persiste souvent. Ceci est dû au fait que la distribution est asymétrique : dans le cas présent, l’importance numérique des sujets présentant un retard de croissance décale les courbes de percentiles vers le bas entre 26 et 38 SA. Lorsque l’on ne dispose pas d’échantillons d’effectifs très élevés (plusieurs milliers de sujets), il est donc plus exact d’utiliser les percentiles plutôt que les écarts types pour tracer les courbes standards, parce qu’ils tiennent compte de l’asymétrie fondamentale des distributions. Cependant les nécessités du diagnostic anténatal imposent une certaine souplesse dans l’application de cette règle. En effet, le seuil de détection de certaines anomalies rares de la croissance se situe bien en dessous du 3e percentile, qui est généralement le dernier percentile calculable. Par exemple, le seuil de la microcéphalie est évalué en pratique à -3 ó pour le PC, ce qui est inexprimable concrètement en terme de percentiles. En effet, í ± 3 ó correspond à 99,7 %de la distribution, ce qui correspond à moins de 0,15 % de la population atteinte de microcéphalie (et corrélativement 0,15 % atteinte de macrocéphalie) : il est matériellement impossible de calculer le 0,15e percentile d’une distribution ! Le problème se pose également pour l’appréciation du degré de micromélie observée dans des maladies osseuses constitutionnelles qui concernent une infime partie de la population : l’anomalie de croissance du fémur peut être trop importante pour que sa mesure soit exprimée en percentiles. Il paraît donc raisonnable de présenter les courbes standards de croissance sous forme de percentiles pour l’ensemble des paramètres biométriques, ces courbes permettant de détecter toutes les formes de RCIU. Ces courbes de percentiles doivent être complétées pour certaines variables, comme le PC et la LF, par des courbes de moyennes et écarts types (cf fig 19B, 20B). L’utilisation d’une autre échelle de mesure, exprimée en multiple de la médiane, peut également être plus descriptive dans certaines affections graves qui ne se réfèrent plus à la distribution de la population. À titre m + 2s 50e m SA 97e Poids du corps (g) 95e 50e m SA d’exemple, la courbe standard de croissance du fémur représentée sous forme de pourcentages de la médiane est reproduite sur la figure 19C. Doit-on calculer séparément les standards de croissance des filles et des garçons ? Dans notre échantillon, des différences sexuelles de croissance statistiquement significatives apparaissent dès 20-21 SA et augmentent graduellement avec l’âge. Elles concernent quatre des cinq variables étudiées : le DBP, le DAT, le PC et le PA, pour lesquelles on observe un taux de croissance plus élevé chez les foetus masculins. En revanche, il n’existe pas de différence sexuelle significative de LF. La connaissance de cette différence sexuelle peut avoir une certaine importance pour le diagnostic des RCIU dans les cas limites. C’est pourquoi nous avons complété les tableaux du PC et du PAen ajoutant les valeurs propres aux foetus masculins et aux foetus féminins à partir de 20 SA. Modélisation des données - Lissage des courbes Modélisation mathématique de la croissance foetale Il faut distinguer la modélisation des données longitudinales et la modélisation des données transversales. La modélisation des données longitudinales ne sera abordée que brièvement, puisque les standards présentés ici concernent des données transversales. Concernant les données longitudinales, plusieurs modèles mathématiques ont été proposés pour ajuster les valeurs successives d’une variable chez un même sujet. Les plus célèbres sont ceux de Deter et Rossavik [10, 11, 38, 39, 40]. Pour les données transversales, les modèles le plus couramment utilisés sont des modèles de régression [12, 43]. Des modèles autres que la régression ont également été développés : un aperçu de leur diversité en est donné par Zeger et al [47] et Kokoska et al [28]. Une équation de régression est calculée pour prédire une variable dépendante y à partir d’une variable indépendante x. Qu’il s’agisse d’une régression simple, correspondant à un ajustement linéaire, ou d’une régression polynômiale, correspondant à un ajustement curviligne, l’équation de la courbe de régression est calculée par la méthode des moindres carrés. Le principe en est le suivant : – soit la droite de régression y’ = a + bx (b est appelé coefficient de la régression) ; – a et b sont choisis de telle sorte que la différence D = ª (y-y’)2 soit minimale, y étant la valeur observée pour un point xy, y’ la valeur prédite par l’équation ; – y-y’ correspond au résidu de y, représenté par la distance verticale qui sépare le point considéré de la droite y’ = a + bx. 4 500 4 000 3 500 3 000 2 500 2 000 1 500 1 000 500 0 16 20 24 28 32 36 40 90% m + 2s m – 2s 95% 4 500 4 000 3 500 3 000 2 500 2 000 1 500 1 000 500 0 16 20 24 28 32 36 40 94% m – 2s 3e 95% 4 500 4 000 3 500 3 000 2 500 2 000 1 500 1 000 500 0 16 20 24 28 32 36 40 90% m + 1,64s m – 1,64s 5e 90% 10 Correspondance entre les percentiles et les écarts types dans une distribution. L’exemple concerne les courbes de poids du corps de foetus décédés entre 16 et 40 semaines d’aménorrhée (SA) (d’après Guihard-Costa et al [24]). A. Correspondance entre les 5e, 50e, et 95e percentiles et la moyenne ± 2 écarts types (í ± 2 ó). B. Correspondance entre les 3e, 50e, et 97e percentiles et í ± 2 ó. C. Correspondance entre les 5e, 50e, et 95e percentiles et í ± 1,64 ó. page 7
  • 8. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic Le plus souvent, la relation d’une variable biométrique à l’âge n’est pas curviligne, l’équation d’une droite ne suffit plus à ajuster correctement les valeurs observées. On peut alors calculer une équation correspondant à un polynôme contenant des termes de plus hauts degrés en x (régression polynômiale) : – y’ = a + bx + cx2 (courbe à un point d’inflexion) ; – y’ = a + bx + cx2 + dx3 (courbe à deux points d’inflexion)... ; b, c, d sont les coefficients de la régression. Les modèles de régression sont d’un emploi courant dans les études de la croissance. Néanmoins ils ne conviennent pas à tous les types de données. Un certain nombre de conditions doivent être remplies : – la régression suppose que les résidus ne sont pas corrélés, ce qui exclut en principe les données longitudinales et les données mixtes de ce type de modélisation ; dans le cas où les données proviennent d’une séquence ordonnée, on suppose que les résidus ne sont pas dépendants de leurs voisins ; cette indépendance peut être testée par l’intermédiaire du test de Durbin-Watson, en émettant l’hypothèse que la somme des carrés de la différence entre résidus successifs, divisée par la somme des carrés des résidus, est inférieure à une certaine valeur indiquée par la table de Durbin-Watson en fonction du nombre de degrés de liberté (ddl) ; – la variance doit être constante quelle que soit la valeur de x ; cette condition est rarement réalisée dans le cas de courbes de croissance de données brutes en fonction de l’âge, la variabilité (matérialisée par la dispersion des points) augmentant généralement avec l’âge (cf courbes ci-après) ; en revanche, ce problème d’augmentation de la variance n’existe pas avec les percentiles calculés par classes d’âge, ce qui fait des modèles de régression les modèles mathématiques de choix pour l’ajustement des percentiles. · Comment choisir un modèle de régression et comment tester sa validité ? Le choix du modèle peut se faire dans un premier temps à partir du nuage de points : un aspect linéaire orientera vers la régression linéaire, curviligne vers la régression polynômiale. Si le modèle polynômial semble le plus adapté, le choix du polynôme peut se faire en commençant par une équation de degré élevé (4 au maximum, les courbes de croissance n’ayant pas plus de trois points d’inflexion) et en réduisant systématiquement le degré du polynôme. À chaque étape, il faut tester le modèle de régression. L’analyse des résidus permet de détecter les incompatibilités entre les hypothèses de départ concernant la régression (variance constante, résidus non corrélés) et les données. Elle permet également de tester visuellement la linéarité et l’adéquation entre le type de régression choisi (simple ou polynômiale) et les données. Les résidus sont reportés sur un diagramme en fonction des valeurs ajustées ou en fonction du temps. Si le modèle choisi est correct et les conditions d’analyse remplies, le nuage de points ne doit présenter aucune forme particulière, les résidus se répartissant en une bande horizontale de largeur constante. Un exemple peut servir à illustrer l’intérêt de l’analyse des résidus. Le diagramme de dispersion du poids du corps en fonction de l’âge (foetus décédés provenant de l’hôpital de Port-Royal [23]) montre une relation plutôt curviligne entre les deux variables (fig 11). Émettons l’hypothèse qu’une régression polynômiale d’ordre 2 s’ajuste le mieux à ces données. Le coefficient R2 est égal à 0,96, le test F(2) est significatif (p = 0,0001). Le coefficient de régression associé à x2 est significativement différent de 0 (p = 0,0001). Si l’on reporte sur un diagramme (fig 12) les valeurs des résidus en fonction des valeurs ajustées (valeurs calculées à partir de l’équation de régression), on s’aperçoit que les résidus sont bien répartis symétriquement de part et d’autre de la courbe d’ajustement (le modèle polynômial s’ajuste bien aux données) mais leur dispersion croît avec l’âge : la variance n’est donc pas constante. Une des conditions à la mise en oeuvre d’un modèle de régression n’est donc pas remplie. Notons que cette augmentation de la variance était déjà visible sur la première figure, la dispersion des points augmentant avec l’âge. 5 000 SA 2 000 2500 3000 3 500 4000 1 750 1 500 1 250 1 000 750 500 250 Si l’on avait contre toute vraisemblance ajusté un modèle de régression linéaire, le diagramme des résidus en fonction des valeurs ajustées aurait présenté une forme arquée caractéristique (fig 13), démontrant l’inadéquation de la modélisation linéaire. Lorsqu’un type de modèle ne convient pas, on peut soit transformer les variables (log x, log y, 1/x, 1/y...) pour stabiliser la variance ou linéariserla relation, soit chercher un autre type de modèle. Dans le cas du poids du corps foetal, nous avions choisi dans un précédent travail [24] la méthode des moindres carrés localement pondérés utilisant le lissage (2) La statistique F appliquée à la régression est utilisée pour tester la qualité du modèle. Une probabilité p lui est associée, qui s’interprète comme dans le cas du test t (cf note de bas de page 5). Poids (g) 4 000 3 000 2 000 1 000 0 7 12 17 22 27 32 37 42 11 Ajustement des données concernant le poids du corps de foetus par une régression polynômiale d’ordre 2 (d’après Guihard-Costa et al [24]). Résidus 1 250 1 000 750 500 250 0 – 250 – 500 – 750 – 1000 – 500 0 500 1000 1500 Ajustés 12 Analyse des résidus correspondant au modèle d’ajustement de la figure 11. La dispersion des résidus croît avec l’âge : la variance n’est pas constante. Résidus 0 – 250 – 500 – 750 – 1 500 – 500 500 1 500 2 500 3 500 Ajustés 13 Analyse des résidus correspondant à un modèle de régression linéaire ajusté sur les données de la figure 11. Les résidus ne sont pas répartis symétriquement autour de la droite d’ajustement : le modèle de régression linéaire ne convient pas. page 8
  • 9. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 36 38 40 42 par LOWESS (locally weighted regression scatter plot smoothing). Par rapport aux méthodes de régression classiques, cette méthode, robuste et peu sensible aux points aberrants, permet de mettre en évidence des variations plus fines de la croissance, comme des changements de rythme. Lissage des courbes de percentiles standards Dans la littérature, la façon dont sont construites les courbes de croissance est rarement explicitée avec clarté. Notamment, le modèle mathématique ayant éventuellement servi à lisser les courbes est rarement précisé. Dans le cas des courbes de percentiles, selon l’ajustement utilisé, on peut obtenir des aspects très différents qui peuvent influencer l’appréciation de la pathologie éventuelle de chaque sujet reporté sur la courbe. Une illustration en est donnée dans la figure 14. Elle concerne les poids de naissance de 12 286 enfants [21]. Dans la figure 14A, le lissage des percentiles a été effectué par une équation polynômiale d’ordre 2. Ce type de lissage ne convient visiblement pas. Il entraîne une sous-estimation des RCIU, ou au moins des foetus de petit gabarit, après 36 SA, et une surestimation des RCIU de 26 à 29 SA. Les mêmes percentiles sont beaucoup mieux lissés par des courbes polynômiales d’ordre 3 (fig 14B). Ceci montre la nécessité de ne pas effectuer l’ajustement des données au hasard, mais de toujours vérifier visuellement que le modèle choisi s’adapte parfaitement aux données initiales. En résumé, l’appréciation de la qualité de l’ajustement est visuelle, mais doit être validée par l’analyse de régression. De l’évaluation statique à l’évaluation dynamique de la croissance : les vitesses de croissance foetale Les courbes de percentiles définissent des standards quantitatifs, c’est-à- dire qu’elles permettent une évaluation statique des dimensions foetales à un âge donné, autrement dit l’appréciation du gabarit foetal. L’évaluation de la croissance d’un sujet donné se fait par comparaison des valeurs obtenues lors d’un seul examen aux valeurs de référence définies par les standards. Plus intéressante peut être l’évaluation dynamique de la croissance (fig 15) : dans ce cas, non plus une seule, mais deux mensurations successives sont prises en considération afin de déterminer un taux de croissance individuel, qu’il est facile de comparer à des taux de croissance de référence. Dans ce deuxième cas, l’évaluation qualitative de la croissance est évidemment bien meilleure. Évaluer la dynamique de croissance d’un sujet revient donc à déterminer le taux de croissance d’un paramètre biométrique au cours d’un laps de temps donné et à comparer ce taux aux valeurs moyennes de vitesse de croissance fournies par une courbe de vitesse de croissance de référence. Les vitesses de croissance moyennes peuvent être obtenues par dérivation d’une courbe moyenne ajustée sur les données brutes (mensurations en fonction de l’âge). Mais dans ce cas, les vitesses obtenues vont être différentes selon le type de modèle choisi pour l’ajustement. C’est pourquoi nous avons préféré une autre méthode de 36 38 40 42 Comparer aux vitesses moyennes des courbes longitudinales Comparer à l'intervalle de confiance des courbes de vitesse transversales calcul des vitesses de croissance [16], appelée « méthode par intervalles ». Elle est fondée sur l’estimation des pentes successives des droites de régression locale. La gestation a été divisée en intervalles égaux de 3 ou 4 semaines selon les paramètres, de façon à obtenir un effectif suffisant par intervalle (fig 16). Sur ce court laps de temps, la croissance est telle qu’un modèle de régression linéaire s’ajuste bien aux données. On peut ainsi calculer les pentes des droites de régression, c’est-à-dire les « vitesses » de croissance dans chaque intervalle. Ces pentes sont calculées avec un intervalle de confiance fixé conventionnellement à 95 %. À titre d’exemple, sur la figure 16, les droites de régression du poids du corps par rapport à l’âge gestationnel [23] sont représentées, dans trois intervalles : 18-22, 23-27, 28-32 SA. La pente de chaque droite fournit la « vitesse » moyenne dans chacun des intervalles (successivement : 73, 106, 146 g par semaine). Par convention, ces valeurs de vitesse de croissance sont reportées au centre des intervalles (20, 25, 30 SA). L’ensemble des valeurs des pentes, reportées sur un même graphique en fonction de l’âge, constitue la « courbe de vitesse de croissance » de la variable étudiée. S’agissant de données transversales, cette courbe correspond en fait à la dérivée de la courbe de croissance moyenne de la population étudiée, et non à la moyenne des courbes de vitesse de croissance individuelles, comme dans le cas des données longitudinales. Valeurs standards de croissance foetale Standards pour l’évaluation statique du gabarit foetal Caractéristiques de l’échantillon de référence Les standards présentés ici concernent 1 359 foetus, âgés de 10 à 42 SA, mesurés entre 1995 et 1997 à la maternité régionale de Nancy (France). L’étude rétrospective a été effectuée par tirage au sort des dossiers médicaux, en ne prenant en compte qu’un seul examen par sujet (données transversales). Les courbes standards ont été établies sur la base des critères méthodologiques exposés ci-dessus. poids du corps (g) 4 500 3 500 2 500 1 500 500 26 28 percentiles non lissés 90e percentile 50e percentile 10e percentile modèle polynômial d'ordre 2 n = 12 286 30 32 34 SA poids du corps (g) 4 500 3 500 2 500 1 500 500 26 28 percentiles non lissés 90e percentile 50e percentile 10e percentile modèle polynômial d'ordre 3 30 32 34 SA 14 Lissage des courbes de percentiles de poids de naissance. SA : semaines d’aménorrhée (d’après Guihard-Costa et al [21]). A. Par une régression polynômiale d’ordre 2. A B B. Par une régression polynômiale d’ordre 3. Les mensurations foetales d'un âge donné sont comparées à des valeurs standards Évaluation « statique » du gabarit foetal Le taux de croissance d'un sujet entre deux mesures est apprécié par rapport à une courbe de référence (ce taux dépend du délai entre les mesures) Évaluation « dynamique » de la croissance foetale 15 De l’évaluation statique à l’évaluation dynamique de la croissance foetale (âge gestationnel connu). page 9
  • 10. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic Poids (g) (2) y = – 1 887 + 106 ´ y = – 2 976 + 146 ´ (3) V(3) = 146 g/semaine (2) V(1) = 73 g/semaine V(2) = 106 g/semaine (3) Courbes de percentiles Les courbes de percentiles du DBP, du DAT, de la LF, du PC et du PA sont représentées respectivement dans les figures 17 à 21. Ces courbes correspondent à des percentiles lissés ; le modèle d’ajustement est, selon les cas, un modèle de régression polynômiale d’ordre 2 ou 3 (voir ci-dessous). Pour faciliter le diagnostic des microcéphalies prénatales et des micromélies, les courbes de croissance du PC et de la LF sont aussi représentées sous forme de moyenne et écarts types (fig 19B, 20B) et sous forme de multiple de la médiane pour LF (fig 19C). Équations des courbes d’ajustement des percentiles Pour permettre leur utilisation avec un autre jeu de données (population différente), les équations des courbes d’ajustement des différents percentiles pour les différentes variables sont reproduites dans le tableau II(3). Comme les distributions des variables ne sont pas gaussiennes, les équations de lissage sont différentes d’un percentile à l’autre. Valeurs des moyennes, « écarts types » et percentiles Ces valeurs sont reproduites pour chaque semaine de gestation et pour chaque variable (tableaux III à XI). Le terme « écart type » est volontairement indiqué entre guillemets, parce qu’il correspond à l’écart type d’une population « théorique » ayant la même moyenne que l’échantillon de référence, mais une distribution normale, symétrique, ce qui n’est pas le cas de nos variables. Analyse des courbes standards de croissance des différents paramètres ; comparaison avec les autres standards de la littérature ; intérêt médical Diamètre bipariétal La courbe est d’allure curviligne (fig 17). La dispersion des valeurs augmente peu jusqu’à 23-24 SA et beaucoup plus au-delà. Elle s’infléchit en fin de gestation. La distribution de la population est pratiquement symétrique par rapport à la médiane. L’écart type croît régulièrement avec l’âge. D’une étude à l’autre, les différences sont très faibles, de l’ordre du millimètre. Ces valeurs de référence sont fiables si l’on tient compte de l’erreur absolue sur les mesures (environ 1 mm). Elles sont constantes d’une population à l’autre, à la différence des paramètres abdominaux et de la LF. (3) Ces équations de lissages ont été calculées à l’aide du logiciel kaleidograph. 105 100 95 90 85 80 75 70 65 60 55 50 45 40 35 30 25 20 95 90 75 50 25 10 5 130 95 90 75 50 25 10 5 Il n’existe avec certitude de différence sexuelle sur le DBP qu’au cours du troisième trimestre. Pour Moore et al [36], il n’existerait de différence sexuelle statistiquement significative du DBPque chez les foetus les plus gros (étude portant sur les moyennes des courbes longitudinales des deux sexes). Mais pour Lévi et al [30, 31] comme pour Guihard-Costa et Droullé [17], cette différence est significative dès 25 SA chez tous les foetus. 2 500 2 000 1 500 1 000 500 0 18 22 23 27 28 32 SA (1) y = – 1 136 + 73 ´ (1) (1) (2) (3) 16 Une méthode de calcul des « vitesses » de croissance à partir de données transversales concernant le poids du corps. La gestation est divisée en intervalles égaux de 3 ou 4 semaines. Dans chaque intervalle (1,2,3), les vitesses (V1, V2, V3) sont données par les pentes des droites de régression. SA : semaines d’aménorrhée. DBP (mm) 15 10 14 18 22 26 30 34 38 42 SA percentiles 17 Courbe standard de croissance du diamètre bipariétal (DBP), sexes confondus. SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). DAT (mm) 120 110 100 90 80 70 60 50 40 30 20 10 10 14 18 22 26 30 34 38 42 SA percentiles 18 Courbe standard de croissance du diamètre abdominal transverse(DAT), sexes confondus. SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). page 10
  • 11. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 90 85 80 75 70 65 60 55 50 45 40 35 30 25 20 15 10 5 0 9590 75 50 25 10 5 80 A B Diamètre abdominal transverse La variabilité croît énormément avec l’âge, surtout après 25 SA(fig 18). Elle est plus élevée que pour toute autre dimension corporelle. Les normes les plus anciennes [30] sont inférieures de 1 à 3 mm aux normes actuelles dans toutes les classes d’âge en raison du choix d’un plan de coupe situé plus bas. La différence sexuelle de croissance du DAT est statistiquement significative dès 25 SA pour Lévi et al [30, 31], mais seulement dans les dernières semaines de gestation pour Guihard-Costa et Droullé [17]. À terme, la différence entre moyennes atteint 3,6 mm. Elle est supérieure à la précision des mesures : on peut donc affirmer que leDATprésente une différence sexuelle en fin de gestation. 80 Longueur fémorale La LF n’est pas une variable distribuée normalement, mais l’écart type varie peu avec l’âge (fig 19). La croissance du fémur est identique dans les deux sexes [17]. L’étude comparative de « groupes ethniques » est à interpréter avec prudence en raison de l’imprécision de la définition de ces groupes (pour Vialet et al [44], le fémur des foetus « africains » est significativement plus grand que celui des foetus « européens » tout au long de la gestation). Le fémur est l’os long le plus corrélé à la taille. Miller et al [34] ont montré la corrélation de la LF au « poids de naissance relatif » (poids de naissance réel rapporté au poids de naissance attendu défini par des courbes standards). LF (mm) 10 14 18 22 26 30 34 38 42 SA percentiles LF (mm) m m – 2s m – 3s 75 70 65 60 55 50 45 40 35 30 25 20 15 10 5 0 10 15 20 25 30 35 40 SA moyenne et écart type LF (mm) 75 70 médiane 90% 80% 70% 60% 50% 65 60 55 50 45 40 35 30 25 20 15 10 5 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 SA 19 Courbe standard de croissance de la longueur du fémur (LF). SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). A. Percentiles lissés. B. Moyenne et écarts types. C. Multiple de la médiane. C page 11
  • 12. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic 400 380 360 340 320 300 280 260 240 220 200 180 160 140 120 100 80 60 40 La LF est affectée de façon inconstante, à des degrés et des âges très variables, dans les RCIU. Classiquement la LF n’est que peu affectée dans les RCIU modérés et tardifs. Selon Abramowicz et al [1], elle ne présente pas de différence significative entre foetus présentant un RCIU asymétrique et foetus normaux, ni entre foetus macrosomes et foetus normaux. Pour Hadlock [25], l’atteinte précoce du fémur dans un RCIU est évocatrice d’une anomalie chromosomique. Certains sujets, dont la taille reste dans les limites de la normale, peuvent présenter une brachymélie relative : il faut tenir compte du morphotype, étudier le contexte familial. La LF est habituellement suffisante au dépistage de la plupart des chondrodysplasies. Toute suspicion de maladie osseuse constitutionnelle doit entraîner la réalisation des mesures de tous les segments de membres accessibles. Toute LF inférieure à 3 déviations standards (DS) doit faire suspecter un nanisme. Périmètre crânien La courbe montre une croissance quasi linéaire jusque 22 SA environ puis curviligne (fig 20). L’écart type varie peu avec l’âge. Dans les grandes séries, il apparaît une différence sexuelle significative de PC dès 35 SA. Elle est d’environ 6 mm à terme. Fescina et al [13] remarquent que le PC échographique est toujours inférieur au PC mesuré au ruban métrique (8 à 10 mmde différence chez le foetus à terme). La croissance du PC, mieux que celle du DBP, est représentative de la croissance volumique et pondérale du cerveau foetal. Leur étude longitudinale présente un intérêt pour toute la période périnatale. L’une et l’autre ne sont pas affectées dans les RCIU dysharmonieux. Les paramètres céphaliques, par définition, ne sont nettement affectés que dans les RCIU symétriques. Ils peuvent l’être, à un moindre degré, dans les asymétriques (ceux-ci représentent environ deux tiers des cas). La spécificité du PC est meilleure parce qu’il pondère l’influence de la forme du crâne en compensant notamment l’influence des dolichocrânies. Périmètre abdominal La variabilité croît énormément avec l’âge, surtout après 25 SA(fig 21). Elle est plus élevée que pour toute autre dimension corporelle [19]. 340 320 300 280 260 240 420 400 380 360 340 320 300 280 260 240 220 200 180 160 140 120 100 80 60 40 Standards pour l’évaluation dynamique de la croissance foetale : vitesses de croissance 95 90 75 50 25 10 5 Ces standards sont représentés sous forme de courbe de « vitesse moyenne » encadrée de deux courbes délimitant un intervalle de confiance de 95 %. On ne peut en aucun cas considérer la courbe inférieure comme représentative de celle des foetus dont la croissance est la plus lente. De même, la courbe moyenne ne correspond pas aux foetus à vitesse de croissance « moyenne », ni la courbe supérieure aux PC (mm) 95 90 75 50 25 10 5 percentiles 10 14 18 22 26 30 34 38 SA 42 PC (mm) 220 200 180 160 140 120 100 80 60 40 m m – 2s m – 3s moyenne et écart type 10 15 20 25 30 35 SA 40 20 Courbe standard de croissance du périmètre crânien (PC). SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). A. Percentiles lissés. B. Moyenne et écarts types. A B PA (mm) 20 percentiles 10 14 18 22 26 30 34 38 42 SA 21 Courbe standard de croissance du périmètre abdominal (PA). SA : semaines d’aménorrhée (courbes originales de AM Guihard-Costa et P Droullé [19]). page 12
  • 13. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 Tableau II. – Équations de lissages des différents percentiles pour chaque variable. Percentiles 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e Variables DBP m0 = - 14,910 m0 = - 15,201 m0 = - 6,342 m0 = - 4,775 m0 = - 5,049 m0 = - 9,227 m0 = - 11,747 y = m0+m1x = m2x2 + 2+m3x3 m1 = 2,171 m1 = 2,314 m1 = 1,381 m1 = 1,213 m1 = 1,332 m1 = 1,971 m1 = 2,368 m2 = 0,073 m2 = 0,067 m2 = 0,102 m2 = 0,116 m2 = 0,114 m2 = 0,091 m2 = 0,075 m3 = - 0,002 m3 = - 0,0015 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 m3 = - 0,002 DAT m0 = - 26,601 m0 = - 34,020 m0 = - 33,196 m0 = - 20,218 m0 = - 27,572 m0 = - 25,062 m0 = - 36,520 y = m0+m1x = m2x2 + 2+m3x3 m1 = 3,416 m1 = 4,582 m1 = 4,577 m1 = 3,135 m1 = 4,110 m1 = 3,939 m1 = 5,653 m2 = 0,020 m2 = - 0,034 m2 = - 0,0290 m2 = 0,027 m2 = - 0,007 m2 = 0,0009 m2 = - 0,073 m3 = - 0,0007 m3 = 7,9 e-5 m3 = 2,1 e-5 m3 = - 0,0006 m3 = - 0,0002 m3 = - 0,0003 m3 = 0,0008 LF m0 = - 44,793 m0 = - 24,460 m0 = - 25,628 m0 = - 27,758 m0 = - 31,448 m0 = - 35,637 m0 = - 34,322 y = m0+m1x = m2x2 + 2+m3x3 m1 = 4,760 m1 = 2,372 m1 = 2,648 m1 = 3,042 m1 = 3,710 m1 = 4,336 m1 = 4,127 m2 = - 0,052 m2 = 0,0381 m2 = 0,0381 m2 = 0,0136 m2 = - 0,016 m2 = - 0,0392 m2 = - 0,026 m3 = 0,0001 m3 = - 0,0009 m3 = - 0,0009 m3 = - 0,0006 m3 = - 0,0002 m3 = 7,3 e-5 m3 = - 0,0001 PC m0 = - 79,860 m0 = - 75,277 m0 = - 32,697 m0 = - 31,320 m0 = - 11,390 m0 = - 15,224 m0 = - 35,139 y = m0+m1x = m2x2 + 2+m3x3 m1 = 11,132 m1 = 10,590 m1 = 5,861 m1 = 6,535 m1 = 3,833 m1 = 4,247 m1 = 7,335 m2 = 0,0144 m2 = 0,178 m2 = 0,358 m2 = 0,322 m2 = 0,457 m2 = 0,466 m2 = 0,336 m3 = - 0,004 m3 = - 0,005 m3 = - 0,007 m3 = - 0,006 m3 = - 0,008 m3 = - 0,009 m3 = - 0,007 PA m0 = - 89,816 m0 = - 105,162 m0 = - 73,402 m0 = - 75,485 m0 = - 76,827 m0 = - 89,488 m0 = - 131,617 y = m0+m1x = m2x2 + 2+m3x3 m1 = 11,501 m1 = 14,112 m1 = 10,644 m1 = 11,571 m1 = 11,924 m1 = 13,804 m1 = 20,044 m2 = 0,035 m2 = - 0,088 m2 = 0,052 m2 = 0,012 m2 = 0,016 m2 = - 0,048 m2 = - 0,317 m3 = - 0,002 m3 = 3,68 e-5 m3 = - 0,002 m3 = - 0,001 m3 = 0,001 m3 = - 0,0003 m3 = 0,003 DBP : diamètre bipariétal ; DAT : diamètre abdominal transverse ; LF : longueur du fémur ; PC : périmètre crânien ; PA : périmètre abdominal. Tableau III. – Diamètre bipariétal (DBP), sexes confondus : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). DBP (mm) SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 10 12,5 13,1 15,7 16,6 17,3 17,7 17,8 11 15,7 16,3 18,7 19,6 20,4 21,0 21,3 12 21,5 1,6 18,9 19,6 21,6 22,7 23,6 24,3 24,7 13 25,1 1,9 22,1 22,8 24,7 25,9 26,8 27,7 28,2 14 28,3 1,9 25,4 26,1 27,8 29,1 30,1 31,1 31,7 15 32,5 1,7 28,6 29,4 30,9 32,3 33,4 34,6 35,2 16 36,5 2,4 31,9 32,7 34,1 35,5 36,7 38,0 38,7 17 39,3 2,4 35,1 36,0 37,3 38,8 40,1 41,5 42,2 18 42,5 2,3 38,4 39,2 40,5 42,1 43,4 44,9 45,7 19 45,8 2,0 41,6 42,5 43,7 45,4 46,8 48,3 49,2 20 49,0 2,2 44,7 45,7 46,9 48,6 50,1 51,7 52,6 21 51,8 2,7 47,8 48,8 50,0 51,8 53,4 55,1 56,0 22 54,7 2,4 50,9 51,9 53,1 55,0 56,6 58,4 59,3 23 57,3 2,6 53,9 54,9 56,2 58,2 59,8 61,7 62,6 24 60,3 2,5 56,8 57,8 59,2 61,2 63,0 64,8 65,8 25 63,6 3,1 59,6 60,7 62,1 64,2 66,0 67,9 68,9 26 66,9 3,1 62,3 63,4 65,0 67,1 69,0 70,9 71,9 27 69,1 2,7 64,9 66,1 67,8 69,9 71,8 73,8 74,7 28 72,7 2,9 67,4 68,6 70,4 72,6 74,6 76,5 77,5 29 76,0 3,1 69,7 71,0 73,0 75,1 77,2 79,2 80,2 30 76,5 3,7 71,9 73,3 75,4 77,6 79,7 81,7 82,7 31 80,2 3,0 74,0 75,4 77,7 79,8 82,1 84,0 85,1 32 82,2 4,4 75,9 77,4 79,8 82,0 84,3 86,2 87,3 33 84,4 3,3 77,7 79,3 81,7 83,9 86,3 88,2 89,3 34 86,3 3,4 79,2 80,9 83,5 85,7 88,1 90,0 91,2 35 87,4 3,7 80,6 82,4 85,2 87,3 89,8 91,6 92,9 36 88,0 3,8 81,8 83,7 86,6 88,6 91,2 93,0 94,4 37 89,3 3,8 82,8 84,8 87,8 89,8 92,5 94,2 95,7 38 90,8 4,3 83,5 85,7 88,8 90,7 93,5 95,1 96,7 39 92,0 3,6 84,0 86,4 89,5 91,4 94,3 95,8 97,6 40 91,9 4,2 84,3 86,9 90,1 91,9 94,8 96,3 98,2 Tableau IV. – Diamètre abdominal transverse (DAT), sexes confondus : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). DAT (mm) SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 11 12,0 12,7 13,5 15,8 16,3 17,4 17,8 12 18,7 1,9 16,0 16,4 17,5 19,5 20,3 21,6 22,1 13 22,7 2,4 20,0 20,1 21,4 23,2 24,3 25,7 26,3 14 25,6 2,1 23,0 23,7 25,3 26,9 28,1 29,7 30,4 15 29,8 2,1 27,0 27,3 29,1 30,6 32,0 33,6 34,4 16 34,2 2,8 30,0 30,8 32,8 34,2 35,7 37,5 38,3 17 38,3 2,8 34,0 34,4 36,4 37,8 39,5 41,3 42,2 18 41,6 2,8 37,0 37,8 40,0 41,4 43,2 45,0 46,0 19 45,7 2,5 41,0 41,3 43,5 44,9 46,8 48,7 49,7 20 48,9 2,7 44,0 44,7 47,0 48,4 50,4 52,3 53,4 21 52,9 3,3 47,0 48,0 50,4 51,9 53,9 55,9 57,0 22 55,8 2,9 50,0 51,3 53,7 55,3 57,4 59,4 60,6 23 59,1 3,1 54,0 54,5 57,0 58,7 60,9 62,8 64,1 24 62,8 3,2 57,0 57,7 60,2 62,0 64,3 66,3 67,6 25 65,4 3,5 60,0 60,9 63,4 65,3 67,7 69,7 71,0 26 67,9 3,4 63,0 63,9 66,5 68,5 71,0 73,0 74,5 27 70,5 3,3 66,0 66,9 69,6 71,7 74,3 76,4 77,8 28 73,9 4,3 69,0 69,9 72,6 74,8 77,5 79,7 81,2 29 78,3 4,0 72,0 72,8 75,6 77,9 80,8 83,0 84,6 30 80,2 4,2 74,0 75,6 78,5 81,0 83,9 86,3 87,9 31 84,3 4,2 77,0 78,3 81,4 83,9 87,1 89,6 91,3 32 87,0 3,9 79,0 81,0 84,2 86,8 90,2 92,9 94,6 33 90,4 5,0 82,0 83,6 87,0 89,7 93,2 96,2 97,9 34 94,5 5,1 84,0 86,1 89,7 92,5 96,3 99,5 101,3 35 96,0 5,2 86,0 88,5 92,5 95,2 99,3 102,9 104,6 36 98,3 7,0 88,0 90,8 95,1 97,9 102,2 106,2 108,0 37 101,2 6,4 90,0 93,1 97,8 100,5 105,2 109,6 111,4 38 102,3 7,0 92,0 95,3 100,4 103,0 108,1 113,0 114,8 39 104,2 7,8 94,0 97,3 102,9 105,5 110,9 116,4 118,3 40 111,2 6,8 95,0 99,3 105,4 107,9 113,8 119,9 121,8 41 110,0 7,1 105,0 106,2 110,0 113,8 115,0 page 13
  • 14. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic foetus dont la croissance est la plus rapide. L’intervalle de confiance délimite en fait une zone à l’intérieur de laquelle les vitesses de croissance des foetus normaux peuvent varier. D’autres standards de vitesse de croissance ont été obtenus par dérivation de courbes d’ajustement de données longitudinales. Les modèles d’ajustement des données longitudinales sont souvent des modèles calculés globalement sur l’ensemble des données, comme la régression polynômiale [33]. Leur dérivation ne met en évidence qu’un ou deux points d’inflexion, à la différence de notre méthode qui rend mieux compte des variations successives des vitesses de croissance au cours de la gestation. En revanche, ils fournissent une appréciation commode du « taux de croissance moyen » de chaque paramètre biométrique en fonction du délai entre deux mesures. Courbes de vitesse de croissance Les courbes de vitesse de croissance de trois dimensions linéaires (DBP, DAT et LF) sont représentées sur les figures 22 à 24. Analyse des courbes de vitesse de croissance des dimensions linéaires La comparaison des courbes de vitesse de croissance des trois variables (fig 22, 23, 24) permet de mettre en évidence plusieurs phases de croissance [20, 22, 23, 24]. Pics de vitesse de croissance vers 15 SA Les vitesses de croissance des dimensions linéaires diminuent globalement tout au long de la gestation. Leurs maxima de vitesse se situent à la fin du premier trimestre, où un pic de vitesse de croissance est visible sur les courbes, en moyenne vers 15 SA. Le fait que la vitesse de croissance moyenne soit maximale vers 15 SAsignifie que le rythme de croissance très rapide qui caractérise la période embryonnaire se prolonge durant tout le premier trimestre gestationnel. Vitesses de croissance au second trimestre Durant le second trimestre (16 à 28 SA), la direction globale des différentes courbes de vitesse de croissance reste la même : il n’existe ni accélération, ni rupture de pente importante. Le second trimestre gestationnel apparaît donc comme une période de croissance biométrique stable et continue, probablement liée à une stabilité des modalités physiologiques de la croissance. Vitesses de croissance au troisième trimestre Le troisième trimestre est marqué par de brusques changements de vitesse de croissance (accélérations et décélérations) [20, 22, 23, 24]. Tableau V. – Longueur du fémur (LF), sexes confondus : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). LF (mm) SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 11 1,5 2,9 5,8 6,5 7,2 6,7 7,7 12 8,9 2,0 5,0 6,2 8,7 9,6 10,4 10,3 11,2 13 11,6 1,8 8,5 9,5 11,7 12,7 13,6 13,8 14,6 14 14,6 1,9 12,0 12,8 14,6 15,8 16,8 17,3 17,9 15 18,3 1,8 15,3 16,0 17,6 18,8 19,9 20,7 21,2 16 21,7 1,9 18,5 19,1 20,5 21,8 23,0 23,9 24,4 17 24,8 2,0 21,7 22,2 23,4 24,8 26,0 27,1 27,6 18 28,1 2,1 24,7 25,2 26,3 27,7 29,0 30,2 30,6 19 31,1 1,8 27,7 28,1 29,1 30,6 31,9 33,2 33,7 20 33,9 1,7 30,6 31,0 31,9 33,4 34,7 36,1 36,6 21 36,5 2,4 33,4 33,8 34,7 36,2 37,5 39,0 39,5 22 39,1 1,5 36,1 36,5 37,4 39,0 40,3 41,7 42,3 23 42,3 1,7 38,7 39,1 40,0 41,6 42,9 44,4 45,0 24 44,6 2,3 41,2 41,7 42,6 44,3 45,5 47,0 47,7 25 46,8 2,4 43,6 44,2 45,2 46,8 48,1 49,5 50,3 26 48,6 2,3 46,0 46,6 47,6 49,3 50,6 52,0 52,8 27 51,1 2,4 48,3 48,9 50,0 51,7 53,0 54,4 55,3 28 53,7 2,0 50,5 51,2 52,4 54,1 55,3 56,7 57,7 29 56,3 2,2 52,6 53,4 54,6 56,3 57,6 58,9 60,0 30 57,7 2,1 54,6 55,4 56,8 58,5 59,8 61,1 62,2 31 60,3 2,5 56,6 57,5 58,8 60,6 62,0 63,3 64,4 32 62,6 2,3 58,4 59,4 60,8 62,6 64,1 65,3 66,5 33 64,6 2,6 60,2 61,2 62,7 64,5 66,1 67,3 68,5 34 66,7 2,5 61,9 63,0 64,4 66,3 68,0 69,3 70,4 35 67,8 2,5 63,6 64,6 66,1 68,0 69,8 71,2 72,2 36 70,2 4,5 65,1 66,2 67,6 69,6 71,6 73,1 74,0 37 70,6 2,7 66,6 67,7 69,1 71,1 73,3 74,9 75,7 38 72,5 3,6 68,0 69,0 70,4 72,5 74,9 76,6 77,3 39 73,9 3,8 69,4 70,3 71,5 73,7 76,5 78,3 78,8 40 75,5 2,1 70,7 71,5 72,5 74,8 77,9 80,0 80,3 Tableau VI. – Périmètre crânien (PC), sexes confondus : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). PC (mm) SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 11 54,0 56,0 60,2 65,6 68,9 74,8 76,9 12 77,8 5,7 66,7 68,7 73,0 78,4 81,7 87,1 89,2 13 90,9 7,1 79,3 81,3 85,7 91,2 94,4 99,5 101,7 14 101,3 7,5 91,8 94,0 98,4 103,9 107,2 112,0 114,3 15 116,2 7,2 104,3 106,5 111,0 116,5 120,0 124,6 126,9 16 128,9 8,5 116,6 119,0 123,5 129,0 132,7 137,2 139,7 17 140,9 7,4 128,8 131,3 135,9 141,3 145,3 149,8 152,4 18 153,8 7,7 140,8 143,5 148,1 153,5 157,8 162,3 165,1 19 164,7 6,6 152,6 155,5 160,1 165,5 170,1 174,7 177,7 20 177,7 7,5 164,1 167,2 171,9 177,3 182,8 187,1 190,2 21 190,3 8,6 175,4 178,8 183,4 188,9 194,2 199,2 202,5 22 201,0 9,6 186,5 190,0 194,7 200,2 205,9 211,2 214,6 23 209,0 8,5 197,2 200,9 205,7 211,2 217,3 222,9 226,5 24 220,8 8,5 207,6 211,5 216,4 221,9 228,4 234,3 238,1 25 233,5 9,3 217,6 221,7 226,7 232,3 239,2 245,4 249,4 26 244,2 10,4 227,2 231,5 236,6 242,4 249,6 256,2 260,2 27 250,5 8,6 236,4 240,9 246,1 252,0 259,6 266,5 270,7 28 264,7 9,7 245,1 249,8 255,2 261,3 269,2 276,5 280,7 29 273,8 10,6 253,4 258,2 263,8 270,1 278,4 285,9 290,2 30 277,6 11,9 261,1 266,2 272,0 278,5 287,0 294,9 299,2 31 287,5 13,4 268,4 273,5 279,6 286,4 295,2 303,3 307,6 32 295,4 12,5 275,0 280,3 286,7 293,8 302,8 311,1 315,4 33 303,0 13,1 281,1 286,4 293,2 300,7 309,8 318,3 322,5 34 308,7 18,1 286,6 291,9 299,1 307,0 316,1 324,8 328,9 35 313,3 14,2 291,4 296,8 304,4 312,8 321,9 330,6 334,5 36 315,5 11,5 295,6 300,9 309,1 318,0 327,0 335,7 339,4 37 321,0 13,1 299,1 304,3 313,0 322,5 331,4 340,0 343,4 38 323,1 12,9 301,8 306,9 316,3 326,5 335,0 343,5 346,6 39 328,6 11,4 303,8 308,7 318,9 329,7 337,9 346,1 348,8 40 332,7 19,0 305,1 309,7 320,6 332,3 340,0 347,9 350,1 page 14
  • 15. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 · Ruptures de pente (décélérations brusques) au cours du troisième trimestre La vitesse de croissance des trois variables (DAT, DBP, LF) chute au cours du troisième trimestre. Cette décélération brusque a également été observée pour d’autres dimensions foetales : le poids du corps [23], le poids et les dimensions du cerveau à l’exception du cervelet [22], le PC [6, 7, 14, 23]. En dehors du DBPdont la vitesse de croissance chute au début du troisième trimestre, cette brusque décélération a lieu vers 35 SA. · Reprise de croissance en fin de gestation À partir de 38-39 SA, une relance de la vitesse moyenne de croissance est observée pour le PC, le DBP, la LF. La période de gestation qui va de 35 SA à 41 SA apparaît donc comme une période charnière où les modifications du rythme de croissance sont liées à la naissance prochaine du foetus. La chute brutale des vitesses de croissance, suivie d’une nouvelle accélération, pourrait traduire les rapports complexes et ambivalents du foetus et du milieu intra-utérin durant cette période : après 35 SA, les conditions de milieu semblent plutôt défavorables à la croissance foetale qui peut présenter cependant une reprise de croissance rapide. Tableau VII. – Périmètre crânien (PC) : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus masculins à partir de 20 SA. PC (mm) SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 20 178,1 7,6 169,7 172,9 177,8 181,5 185,2 21 193,9 6,8 181,9 185,3 190,4 194,8 199,1 22 201,4 5,9 193,6 197,1 202,6 207,6 212,3 23 212,4 8,3 204,8 208,5 214,3 219,8 225,0 24 223,0 9,0 215,5 219,4 225,5 231,5 237,1 25 235,7 8,9 225,7 229,8 236,2 242,6 248,6 26 247,0 10,4 235,5 239,7 246,4 253,2 259,5 27 252,8 6,9 244,7 249,2 256,1 263,3 269,9 28 268,7 8,6 253,4 258,2 265,3 272,8 279,7 29 275,5 10,8 261,7 266,7 274,0 281,8 288,9 30 281,7 10,5 269,4 274,8 282,3 290,3 297,5 31 290,7 10,6 276,7 282,4 290,0 298,2 305,6 32 298,1 14,1 283,4 289,5 297,3 305,6 313,1 33 307,0 13,3 289,7 296,1 304,0 312,5 320,0 34 314,4 12,4 295,4 302,2 310,3 318,8 326,3 35 317,2 14,4 300,7 307,9 316,0 324,6 332,1 36 320,2 9,5 305,5 313,1 312,3 329,8 337,3 37 325,5 13,4 309,8 317,9 326,1 334,5 341,9 38 324,0 14,1 313,6 322,1 330,4 338,7 345,9 39 332,7 10,8 316,9 325,9 334,2 342,4 349,3 40 342,6 8,7 - 329,2 337,5 345,5 - Tableau VIII. – Périmètre crânien (PC) : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus féminins à partir de 20 SA. PC (mm) SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 20 177,0 7,3 164,9 169,0 174,8 179,6 183,9 21 186,3 8,7 176,6 181,4 187,0 192,2 197,0 22 200,5 12,1 187,7 193,3 198,7 204,4 209,5 23 206,2 7,6 198,5 204,6 209,9 216,0 221,5 24 219,1 7,7 208,8 215,4 220,7 227,2 233,0 25 230,6 9,2 218,6 225,7 231,0 237,8 243,9 26 241,1 9,6 228,0 235,5 240,8 247,9 254,3 27 247,1 9,8 237,0 244,7 250,1 257,6 264,2 28 260,0 8,9 245,5 253,5 258,9 266,7 273,5 29 270,8 10,2 253,6 261,7 267,3 275,4 282,3 30 271,3 11,9 261,3 269,4 275,2 283,5 290,6 31 284,0 14,7 268,4 276,6 282,6 291,2 298,3 32 292,5 10,0 275,2 283,2 289,5 298,3 305,5 33 299,8 12,2 281,5 289,3 296,0 304,9 312,2 34 302,9 21,0 287,4 295,0 301,9 311,1 318,3 35 310,0 13,2 292,8 300,1 307,4 316,7 323,9 36 312,3 11,7 297,8 304,6 312,4 312,8 329,0 37 316,8 11,2 302,3 308,7 317,0 326,5 333,6 38 321,1 10,9 306,4 312,2 321,0 330,6 337,6 39 325,5 11,2 310,1 315,2 324,6 334,2 341,1 40 322,6 23,0 - 317,7 327,7 337,4 - Tableau IX. – Périmètre abdominal (PA), sexes confondus : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA). PA (mm) SA í ó 5e 10e 25e 50e 75e 90e 95e 10 26,9 27,3 36,6 40,5 42,9 43,6 40,8 11 38,4 39,4 47,8 52,0 54,8 56,2 55,1 12 59,4 5,3 50,0 51,5 59,0 63,4 66,7 68,8 69,2 13 71,2 7,6 61,5 63,5 70,2 74,9 78,5 81,3 82,9 14 82,8 16,7 72,9 75,2 81,4 86,2 90,2 93,6 96,3 15 94,1 9,4 84,2 86,8 92,5 97,5 101,9 105,9 109,3 16 108,1 7,6 95,4 98,2 103,6 108,8 113,5 118,0 122,0 17 124,5 12,6 106,5 109,4 114,6 120,0 125,1 130,0 134,4 18 131,7 8,9 117,5 120,5 125,6 131,0 136,6 141,9 146,6 19 143,8 8,3 128,3 131,4 136,5 142,1 147,9 153,6 158,4 20 155,3 7,8 139,0 142,1 147,3 153,0 159,2 165,2 170,0 21 166,8 9,6 149,5 152,6 158,1 163,8 170,4 176,7 181,4 22 176,6 8,8 159,8 163,0 168,7 174,6 181,5 188,1 192,6 23 186,8 10,5 170,0 173,2 179,2 185,2 192,5 199,3 203,7 24 200,0 15,2 180,0 183,2 189,6 195,7 203,4 210,4 214,5 25 206,2 10,3 189,8 193,1 199,9 206,1 214,1 221,4 225,2 26 215,2 12,0 199,3 202,8 210,0 216,4 224,7 232,2 235,8 27 223,2 8,8 208,6 212,3 220,0 226,5 235,1 242,9 246,4 28 235,6 12,0 217,7 221,7 229,8 236,6 245,5 253,5 256,8 29 247,7 12,4 226,5 230,8 239,4 246,4 255,6 263,9 267,2 30 254,0 12,9 235,1 239,8 248,9 256,2 265,6 274,2 277,5 31 266,2 11,8 243,3 248,7 258,2 265,7 275,5 284,3 287,9 32 275,4 13,1 251,3 257,3 267,3 275,1 285,1 294,3 298,2 33 284,7 17,1 259,0 265,8 276,1 284,4 294,6 304,1 308,6 34 297,9 15,2 266,4 274,2 284,8 293,5 303,9 313,8 319,0 35 305,2 17,8 273,5 282,3 293,2 302,4 313,1 323,3 329,5 36 311,3 20,2 280,2 290,3 301,4 311,1 322,0 332,7 340,1 37 321,6 17,7 286,6 298,1 309,3 319,6 330,7 342,0 350,8 38 321,1 22,0 292,6 305,8 317,0 328,0 339,2 351,0 361,6 39 356,0 20,6 298,2 313,3 324,4 336,1 347,5 359,9 372,6 40 345,5 21,9 303,5 320,6 331,5 344,0 355,5 368,7 383,7 41 347,0 - 308,6 327,8 338,4 351,8 363,4 377,3 395,0 page 15
  • 16. 34-750-B-10 BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE Radiodiagnostic Rythmes de croissance moyens et rythmes de croissance individuels : de la population à l’individu Courbes standards de croissance et courbes de croissance individuelles : un même modèle ? L’utilisation des courbes standards pour la surveillance foetale sous-tend souvent un préjugé implicite : tous les foetus eutrophiques possèdent les mêmes types de courbe de croissance, la variabilité interindividuelle restant faible. Dans cette hypothèse, les trajectoires individuelles de croissance sont parallèles à la courbe standard moyenne, toute déviation par rapport à cette dernière étant par définition anormale, et peut-être à risque pathologique. Cette conception se trouve remise en question par les résultats d’une étude de la variabilité de croissance menée sur un échantillon de foetus normaux. Variabilité individuelle : de la population à l’individu Nous décrivons ici les résultats d’une étude de la variabilité individuelle des rythmes de croissance, réalisée sur un échantillon de foetus normaux [18]. Caractéristiques de l’échantillon et méthode d’étude de la variabilité Un groupe de 24 sujets (14 filles et dix garçons) nés à terme, en présentation céphalique, eutrophiques et ne présentant ni pathologie, ni malformation à la naissance, a été mesuré depuis 7 SA jusqu’à 1 mois postnatal. Au cours de la gestation, chaque sujet fut mesuré cinq fois par le même opérateur, avec le même échographe. Trois variables ont fait l’objet d’une étude de variabilité : le DBP, le DAT et la LF. Évaluation de la variabilité · Comparaison des courbes de croissance individuelles (fig 25, 26, 27). Les courbes des 24 foetus ont été comparées les unes aux autres, et également avec la courbe standard provenant de la même population. Pour préserver la lisibilité des figures, seulement quatre sujets y sont mm/semaine SA représentés. Ces quatre sujets ont été choisis en raison de la grande diversité de leurs trajectoires de croissance, comme illustration de la variabilité des rythmes de croissance foetale. La comparaison de toutes les courbes individuelles de croissance a permis de distinguer deux périodes : – au cours des deux premiers trimestres, la croissance du DBP, du DAT et de la LF est linéaire chez tous les sujets ; les courbes de croissance des 24 sujets sont groupées et leurs trajectoires de croissance parallèles ; l’allure des courbes individuelles est semblable à celle de la courbe de référence standard ; Tableau X. – Périmètre abdominal (PA) : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus masculins à partir de 20 SA. PA (mm) SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 20 154,5 8,5 142,3 150,8 157,6 161,8 165,3 21 169,5 7,9 153,5 161,1 167,9 172,7 177,1 22 176,7 7,9 164,4 171,3 178,1 183,4 188,7 23 190,3 9,1 175,0 181,4 188,3 194,0 200,2 24 199,1 12,0 185,5 191,4 198,4 204,6 211,5 25 207,5 10,0 195,7 201,4 208,4 215,1 222,6 26 219,8 9,7 205,6 211,2 218,4 225,4 233,7 27 223,7 9,8 215,4 221,0 228,2 235,7 244,5 28 237,8 13,7 224,9 230,7 238,1 245,9 255,3 29 246,7 12,9 234,2 240,3 247,8 256,0 265,8 30 256,7 11,9 243,3 249,8 257,5 266,1 276,3 31 266,1 9,8 252,1 259,2 267,1 276,0 286,5 32 277,7 15,3 260,7 268,5 276,6 285,8 296,7 33 289,2 15,0 269,1 277,8 286,1 295,6 306,6 34 303,6 15,5 277,2 286,9 295,5 305,2 316,5 35 309,2 18,8 285,1 296,0 304,8 314,8 326,1 36 317,6 19,6 292,8 305,0 314,1 324,3 335,7 37 325,4 17,7 300,3 313,9 323,3 333,7 345,0 38 317,4 20,9 307,5 322,7 332,4 343,0 354,3 39 338,7 15,0 314,5 331,4 341,4 352,2 363,4 40 360,0 9,5 - 340,0 350,4 361,3 - Tableau XI. – Périmètre abdominal (PA) : moyenne, « écart type » et percentiles par semaine d’aménorrhée (SA) chez les foetus féminins à partir de 20SA PA (mm) SA í ó 10e 25e 50e 75e 90e 20 156,6 6,4 143,1 150,0 154,5 159,6 167,0 21 163,6 10,7 153,5 160,0 164,4 169,8 177,1 22 176,3 9,9 163,6 170,0 174,3 180,0 187,3 23 183,7 10,7 173,6 179,8 184,2 190,2 197,6 24 200,7 17,3 183,3 189,5 194,0 200,4 207,8 25 205,3 10,4 192,9 199,2 203,8 210,6 218,1 26 210,3 12,3 202,2 208,7 213,6 220,7 228,5 27 222,4 7,1 211,3 218,1 223,3 230,9 238,8 28 233,4 10,1 220,2 227,4 233,0 241,0 249,2 29 248,6 12,2 228,9 236,6 242,6 251,2 259,7 30 248,6 14,0 237,4 245,6 252,2 261,3 270,2 31 265,1 12,3 245,7 254,6 261,8 271,4 280,7 32 273,1 10,0 253,7 263,5 271,3 281,5 291,2 33 280,8 18,0 261,6 272,3 280,8 291,6 301,8 34 292,7 12,9 269,2 280,9 290,2 301,7 312,4 35 301,4 16,0 276,6 289,5 299,6 311,8 323,1 36 307,3 19,8 283,8 297,9 309,0 321,9 333,8 37 318,9 16,2 290,8 306,2 318,3 332,0 344,5 38 327,7 24,0 297,6 314,5 327,6 342,0 355,3 39 324,1 27,5 304,2 322,6 336,9 352,1 366,1 40 353,6 26,0 310,6 330,6 346,1 362,2 376,9 4,5 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 22 Courbe de vitesse de croissance du diamètre bipariétal. SA : semaines d’amé-norrhée. En trait plein : courbe de vitesse moyenne ; en pointillés : intervalle de confiance de 95 %. page 16
  • 17. Radiodiagnostic BIOMÉTRIE FOETALE : STANDARDS DE CROISSANCE ET CROISSANCE INDIVIDUELLE 34-750-B-10 5 SA SA – au cours du troisième trimestre apparaît une grande diversité de trajectoires de croissance (fig 25, 26, 27) ; les percentiles des courbes de référence s’infléchissent en fin de troisième trimestre ; ceci signifie qu’en moyenne la croissance du DBP, duDAT et du fémur ralentit en fin de gestation ; cependant, ce ralentissement ne se produit pas chez tous les foetus normaux : chez un certain nombre de foetus, les vitesses de croissance des différentes variables ne diminuent pas en fin de gestation (dans notre échantillon cette éventualité concerne neuf sujets sur 24 pour le DAT et deux sur 24 pour le DBP) ; il existe même un certain nombre de sujets pour lesquels la croissance de certains paramètres biométriques s’accélère en fin de gestation (c’est notamment le cas de trois sujets sur 24 pour le DAT) ; de plus, même lorsqu’il existe un ralentissement de la croissance, son ampleur et l’âge auquel il survient sont différents d’un individu à l’autre. · Variabilité des vitesses de croissance Pour chacune des trois variables, les vitesses de croissance entre deux mensurations successives ont été calculées pour chaque sujet au cours des intervalles suivants : 12-26, 26-34, 34-37,37-39 SA. Les distributions des vitesses de croissance dans chaque intervalle sont représentées sous forme de « boîtes » (fig 28). DBP (mm) 90e perc sujet 4 (M) DAT (mm) 90e perc sujet 4 (M) LF (mm) 70 90e perc sujet 4 (M) La vitesse de croissance moyenne du DBP décroît tout au long de la gestation (fig 28). La variabilité augmente avec l’âge, mais dans une moindre proportion que dans le cas du DAT : l’augmentation de la variance n’est statistiquement significative qu’entre les intervalles 12-26 et 26-34 SA. 4,5 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 mm/semaine 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 23 Courbe de vitesse de croissance du diamètre abdominal transverse. SA : semaines d’aménorrhée. En trait plein : courbe de vitesse moyenne ; en poin-tillés : intervalle de confiance de 95 %. 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 mm/semaine 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 24 Courbe de vitesse de croissance du fémur. SA : semaines d’aménorrhée. En trait plein : courbe de vitesse moyenne ; en pointillés : intervalle de confiance de 95 %. 100 95 90 85 80 75 70 65 60 55 25 27 29 31 33 35 37 39 SA 10e perc sujet 19 (M) sujet 17 (F) sujet 22 (F) 25 Variabilité de croissance du diamètre bipariétal (DBP). Les courbes de crois-sance de quatre sujets normaux (en traits pleins) sont superposés aux percentiles de la courbe standard (en pointillé) (en cours de publication). SA : semaines d’aménor-rhée ; perc : percentile. 115 104 93 82 71 60 25 27 29 31 33 35 37 39 SA 50e perc sujet 19 (M) sujet 17 (F) sujet 22 (F) 26 Variabilité de croissance du diamètre abdominal transverse (DAT). Les courbes de croissance de quatre sujets normaux (en traits pleins) sont superposés aux percentiles de la courbe standard (en pointillé) (en cours de publication). SA : semaines d’aménorrhée ; perc : percentile. 80 75 65 60 55 50 45 40 25 27 29 31 33 35 37 39 SA 10e perc sujet 19 (M) sujet 17 (F) sujet 22 (F) 27 Variabilité de croissance de la longueur du fémur (LF). Les courbes de crois-sance de quatre sujets normaux (en traits pleins) sont superposés aux percentiles de la courbe standard (en pointillé) (en cours de publication). SA : semaines d’aménor-rhée ; perc : percentile. page 17