Wp∏yw wybranych czynników
spo∏ecznych i zdrowotnych, w tym tempa przyrostu masy cia∏a w cià˝y i masy przed cià˝à, na ma∏à mas´
urodzeniowà noworodka
The influence of social and health factors including pregnancy weight gain rate and pre-pregnancy body mass on low birth weight of the infant
Borkowski W∏odzimierz, Mielniczuk Hanna
Centrum Medyczne Kszta∏cenia Podyplomowego, ul Marymoncka 99, 01-813 Warszawa
Streszczenie
Cel: zbadanie wp∏ywu czynników spo∏ecznych i zdrowotnych na ma∏à mas´ urodzeniowà (<2500g) w populacji pol- skich kobiet.
Materia∏: 27 015 danych oko∏oporodowych zebranych z 40 polskich szpitali bioràcych udzia∏ w mi´dzynarodowym projekcie OBSQID.
Metody: statystyki opisowe, wieloczynnikowa regresja logistyczna. Zmienna zale˝na: ma∏a masa urodzeniowa.
Zmienne niezale˝ne: masa cia∏a przed cià˝à, tygodniowy przyrost masy cia∏a w cià˝y, wiek matki, miejsce zamieszka- nia , stan cywilny, wykszta∏cenie, kolejnoÊç porodu, palenie papierosów przed cià˝à, choroby przed cià˝à , choroby w cià˝y, wywiad po∏o˝niczy.
Wyniki: Ma∏a masa urodzeniowa stanowi∏a 6,4% wszystkich porodów i 2,0% porodów o czasie. Dla porodów drogà naturalnà szans´ na ma∏à mas´ urodzeniowà zwi´ksza niedowaga (OR=2,2), ma∏y tygodniowy przyrost masy (OR=2,2), stan cywilny wolny (OR=1,9), kolejny poród ( OR=1,5), wykszta∏cenie podstawowe (OR= 2,7) i zasadnicze (OR=2,3) oraz palenie papierosów (OR=1,7). Szans´ na ma∏à mas´ urodzeniowà zmniejsza wiek matki poni˝ej 20 lat (OR=0,5). Natomiast w grupie ci´ç cesarskich szans´ na ma∏à mas´ urodzeniowà zwi´ksza ma∏y tygodniowy przy- rost masy (OR=2,9), zamieszkanie w mieÊcie (OR=2,0), wykszta∏cenie podstawowe (OR= 4,4) i zasadnicze (OR=2,8).
Dla uj´tych ∏àcznie niedowagi przed cià˝à i ma∏ego tygodniowego przyrostu masy szansa na ma∏à mas´
urodzeniowà znacznie wzrasta (OR=7,1).
Wnioski: 1. Wspó∏wyst´powanie ma∏ej masy kobiet przed cià˝à z ma∏ym tygodniowym przyrostem masy w cià˝y jest ewidentnym czynnikiem ryzyka ma∏ej masy urodzeniowej.
2. Dla porodów drogà naturalnà m∏ody wiek matki zmniejsza ryzyko ma∏ej masy urodzeniowej.
S∏owa kluczowe:ma∏a masa urodzeniowa/BMI – cià˝a/
/czynniki spo∏eczno-ekonomiczne/czynniki zdrowotne/
Adres do korespondencji:
W∏odzimierz Borkowski
Zak∏ad Informatyki Medycznej i Biomatematyki CMKP, Marymoncka 99, 01-813 Warszawa tel. 506 612 435
e-mail: wlodzimierz.borkowski@gmail.com
Otrzymano: 19.05.2006
Zaakceptowano do druku: 25.04.2008
Wst´p
Masa urodzeniowa jest bardzo wa˝nym wskaênikiem sytuacji oko∏oporodowej oraz stanu zdrowia noworodków.
Ma∏a masa urodzeniowa mo˝e byç wynikiem przedwczesnego porodu lub niedostatecznego wewnàtrzmacicznego wzrostu p∏odu. Zwi´ksza ona umieralnoÊç i chorobowoÊç oko∏o- porodowà i niemowl´cà, jest powodem problemów rozwojo- wych w okresie dzieci´cym, a tak˝e czynnikiem ryzyka chorób w póêniejszym wieku, takich jak: cukrzyca typu II, nadciÊnie- nie, choroby uk∏adu krà˝enia.
Ma∏a masa urodzeniowa ∏àcznie z porodem przedwczes- nym i hipotrofià wewnàtrzmacicznà jest negatywnym wskaênikiem zdrowia. Ma∏a masa urodzeniowa zale˝y od czynników spo∏eczno-bytowych. W krajach rozwini´tych wys- t´puje w 7%, w krajach rozwijajàcych si´ w 16,5% ogó∏u urodzeƒ. Bioràc pod uwag´ porody o czasie wskaênik ma∏ej masy urodzeniowej w paƒstwach rozwini´tych wynosi 2% [1, 2]. Zagadnienia opieki perinatalnej w Polsce zosta∏y podj´te w roku 1997 poprzez ogólnokrajowy program rzàdowy [3].
Cel pracy
Celem pracy jest zbadanie w grupie porodów o czasie zwiàzków pomi´dzy ma∏à masà urodzeniowà a potencjalnymi czynnikami ryzyka zdrowotnymi i spo∏ecznymi ze szczegól- nym uwzgl´dnieniem masy cia∏a matki przed cià˝à i tygodnio- wego przyrostu masy cia∏a w cià˝y.
Materia∏ i metody
Do analiz wykorzystano dane o kobietach rodzàcych i no- worodkach zgromadzone w Instytucie Matki i Dziecka w Warszawie w ramach mi´dzynarodowego projektu OB- SQID koordynowanego przez Biuro Regionalne WHO w Eu- ropie [4]. W latach 2001-2002 w rejestrze telematycznym gro- madzono dane o porodach zakoƒczonych ˝ywymi urodzenia- mi (po wykluczeniu cià˝ wielop∏odowych) z reprezentatyw- nych dla województw 40 szpitali posiadajàcych oddzia∏y
po∏o˝niczo-noworodkowe. Dane z poszczególnych szpitali by-
∏y w∏àczane do materia∏u badawczego od momentu spe∏nienia kryteriów jakoÊci i kompletnoÊci. KompletnoÊç kontrolowano metodà capture-recapture w konfrontacji z nadzorowanym przez IMiD rejestrem fenyloketonurii i hipotyreozy. JakoÊç za- pewniano poprzez stosowanie interaktywnej elektronicznej dokumentacji a ponadto przez analiz´ braków danych, roz- k∏adów zmiennych. Przeci´tnie z ka˝dego szpitala uzyskano dane z okresu 12 miesi´cy.
Po usuni´ciu danych o z∏ej jakoÊci uzyskano grup´ 27 015 kobiet. Obliczono rozk∏ad masy urodzeniowej (w kategoriach
<2500g; 2500-3999g; 4000g i wi´cej) dla porodów drogà natu- ralnà i cesarskich ci´ç. (Tabela I).
Dalsze analizy przeprowadzono w grupie 22 929 przy- padków cià˝ d∏u˝szych od 37 tygodni (tzn. z pomini´ciem po- rodów przedwczesnych). Zmiennà zale˝nà by∏a ma∏a masa urodzeniowa (<2500g), zmiennymi niezale˝nymi by∏y: masa cia∏a przed cià˝à (niedowaga: BMI <18,5/norma: BMI 18,5- 25/nadwaga: BMI 25-30/oty∏oÊç: BMI>30), tygodniowy przy- rost masy cia∏a w cià˝y, wiek matki (<20/20-35/>35 lat), miej- sce zamieszkania (miasto/wieÊ), stan cywilny (wolny/zam´˝- na), wykszta∏cenie (wy˝sze/Êrednie/zasadnicze zawodowe/pod- stawowe), kolejnoÊç porodu (kolejny/pierwszy), palenie papie- rosów przed cià˝à (tak/nie), choroby przed cià˝à (tak/nie), choroby w cià˝y (tak/nie), wywiad po∏o˝niczy (obcià˝ajà- cy/nieobcià˝ajàcy). Tygodniowy przyrost masy cia∏a w cià˝y uzyskano dzielàc dla cià˝ krótszych od 38 tygodni ca∏kowity przyrost masy przez d∏ugoÊç cià˝y, zaÊ dla cià˝ d∏u˝szych lub równych 38 tygodni dzielàc przyrost masy cia∏a w cià˝y przez 38. Wynika∏o to z dynamiki przyrostu masy cia∏a [5].
Dla zbadania zale˝noÊci mi´dzy ma∏à masà urodzeniowà a ∏àcznym efektem masy kobiet przed cià˝à i tygodniowego przyrostu masy cia∏a w cià˝y utworzono zmiennà pochodnà b´dàcà kombinacjà tych dwóch zmiennych.
W grupach porodów drogà naturalnà oraz cesarskich ci´ç zestawiono wed∏ug czynników, cz´stoÊci ma∏ej masy urodze- niowej z cz´stoÊciami masy w normie lub wy˝szej.
Abstract
Objectives: to investigate the influence of social and health factors on low birth weight (LBW) among Polish women. LBW is defined as birth weight less than 2500g.
Materials: 27 015 perinatal data gathered from 40 Polish hospitals taking part in the OBSQID international project.
Methods: Descriptive statistics and multifactorial logistic regression. Dependent variable: LBW. Independent vari- ables: maternal age, place of residence, marital status, education, parity, smoking, diseases before and during preg- nancy, obstetrical history, pregnancy weight gain rate, prepregnancy BMI.
Results: 6,4% LBW in all neonates, 2,0% LBW in full term neonates were ascertained. Among vaginal deliveries, increased risk of LBW have: underweight (OR=2,2); small pregnancy weight gain rate (OR=2,2); unmarried (OR=1,9);
multiparous (OR=1,5); elementary education (OR= 2,7); professional education (OR=2,3), mother age less than 20 years (OR=1,5); smoking before pregnancy (OR=1,7). Among cesarean section deliveries increased odds have: small pregnancy weight gain rate (OR=2,9), residence in town (OR=2,0), elementary education (OR= 4,4); professional education (OR=2,8). LBW odds ratio for small pregnancy weight gain rate jointly with prepregnancy low BMI due to other factors was considerably high (OR=7,1 for vaginal delivery, OR =2,6 for cesarean section).
Conclusions: prepregnancy low BMI together with small pregnancy weight gain rate is an important risk factor for LBW. Mother age (under 20 years of age) decreases the risk of LBW.
Key words:low birth weight /pregancy weight gain rate /Body Mass Index – pregnancy /socioeconomic factors /health factors /
Dla zbadania uwarunkowania ma∏ej masy urodzeniowej pos∏u˝ono si´ metodà regresji logistycznej oddzielnie dla ko- biet rodzàcych drogà naturalnà i cesarskim ci´ciem. Model obejmowa∏ kierunki g∏ówne (wszystkie czynniki objaÊniajàce) oraz interakcje pierwszego rz´du. Zastosowano metod´ elimi- nacji hierarchicznej.
Wyniki
W ca∏ym materiale cz´stoÊç ma∏ej masy urodzeniowej wy- nosi 6,4%, natomiast w grupie porodów o czasie (dla cià˝ rów- nych lub d∏u˝szych ni˝ 37 tyg.) wynosi 2,0%. (Tabela I).
Pozosta∏e wyniki dotyczà grupy bez porodów przedwcze- snych. Dla porodów drogà naturalnà cz´stoÊç ma∏ej masy uro- dzeniowej w porównaniu do masy wi´kszej lub równej 2500g zwi´ksza niedowaga matki (9,9% vs 5,7%), ma∏y tygo- dniowy przyrost masy cia∏a w cià˝y (51,0% vs 29,4%), stan cywilny wolny (23,2% vs 11,5%), wykszta∏cenie zasadnicze (32,2% vs 27,4%) oraz podstawowe (19,8% vs 11,5%), palenie
rok przed cià˝à (26,5% vs 14,6%), obcià˝ajàcy wywiad po∏o˝- niczy (19,0% vs 13,3%). Dla cesarskich ci´ç cz´stoÊç ma∏ej ma- sy urodzeniowej w porównaniu do masy wi´kszej ni˝
2500g zwi´ksza ma∏y tygodniowy przyrost masy cia∏a w cià˝y (50,3% vs 25,1%), wykszta∏cenie zasadnicze (29,8% vs 22,5%) oraz podstawowe (16,6% vs 8,2%), obcià˝ajàcy wywiad po∏o˝- niczy (24,6% vs 16,3%). (Tabela II).
Ma∏a masa urodzeniowa wyst´puje cz´Êciej dla skrajnych grup wiekowych matki. (Rycina 1). Dla ka˝dego wieku matki cz´stoÊç ta jest wy˝sza u kobiet rodzàcych cesarskim ci´ciem ni˝ u kobiet rodzàcych si∏ami natury.
Interakcje mi´dzy czynnikami okaza∏y si´ nieistotne staty- stycznie, tote˝ przedstawione wyniki dotyczà wieloczynniko- wego modelu z kierunkami g∏ównymi: BMI przed cià˝à, tygo- dniowy przyrost masy cia∏a w cià˝y, wiek matki, miejsce zamieszkania, stan cywilny, wykszta∏cenie, kolejnoÊç porodu, palenie rok przed cià˝à, choroby przed cià˝à, choroby w cià˝y, wywiad po∏o˝niczy. (Tabela III).
Tabela I. Zale˝noÊç pomi´dzy masà urodzeniowà i d∏ugoÊcià cià˝y.
Rycina 1. Cz´stoÊç ma∏ej masy urodzeniowej noworodka w zale˝noÊci od wieku matki dla porodów drogà naturalnà i ci´ç cesarskich.
Tabela II. Cz´stoÊci ma∏ej masy urodzeniowej dla czynników spo∏eczno-zdrowotnych w grupie porodów drogà naturalnà i cesarskich ci´ç.
Tabela III. Ilorazy szans (OR) ma∏ej masy urodzeniowej dla czynników spo∏eczno-zdrowotnych w grupie porodów drogà naturalnà i cesarskich ci´ç.
Tabela IV. Ilorazy szans (OR) ma∏ej masy urodzeniowej dla ∏àcznego tygodniowego przyrostu masy cia∏a w cià˝y i masy przed cià˝à dla porodów drogà naturalnà i ci´ç cesarskich (skorygowane na wykszta∏cenie, kolejnoÊç porodu, stan cywilny, palenie przed cià˝à, wiek matki).
Otrzymane ilorazy szans dla poszczególnych czynników sà skorygowane na pozosta∏e czynniki zamieszczone w tabeli.
(Tabela III).
Dla porodów drogà naturalnà szans´ na ma∏à mas´ uro- dzeniowà istotnie statystycznie (p<0,05) zwi´ksza niedowaga (OR=2,2), ma∏y tygodniowy przyrost masy (OR=2,2), stan cywilny wolny (OR=1,9), kolejny poród (OR=1,5), wykszta∏- cenie podstawowe (OR= 2,7) i zasadnicze (OR=2,3), palenie papierosów (OR=1,7). Czynnikiem zmniejszajàcym szans´
jest wiek matki poni˝ej 20 lat (OR=0,5).
W grupie cesarskich ci´ç szans´ na ma∏à mas´ urodzenio- wà zwi´ksza istotnie statystycznie (p<0,01) ma∏y tygodniowy przyrost masy (OR=2,9), zamieszkanie w mieÊcie (OR=2,0), wykszta∏cenie podstawowe (OR= 4,4) i zasadnicze (OR=2,8) . W grupie porodów drogà naturalnà szansa dla niedowagi przed cià˝à ∏àcznie z ma∏ym tygodniowym przyrostem masy w cià˝y (vs masa przed cià˝à w normie lub powy˝ej oraz Êred- nie lub du˝y tygodniowy przyrost masy w cià˝y) mocno wzra- sta (OR=7,1; p<0,01). Równie˝ wzrasta szansa na ma∏à mas´
urodzeniowà u matek z niedowagà przed cià˝à i Êrednim lub du˝ym tygodniowym przyrostem masy w cià˝y (OR=2,6;
p<0,01).
Dla cesarskich ci´ç szansa wzrasta dla niedowagi i Êred- niego lub du˝ego tygodniowego przyrostu masy w cià˝y (OR=2,9;p<0,001). (Tabela IV).
Dyskusja
Stwierdzona w badaniu na ca∏oÊci materia∏u cz´stoÊç wy- st´powania ma∏ej masy urodzeniowej 6,4% dla wszystkich po- rodów i 2,0% dla porodów o czasie nie odbiega od poziomu w Polsce, i poziomu w krajach rozwini´tych [1].
Dla cià˝ nie krótszych ni˝ 37 tygodni czynniki warunkujà- ce ma∏à mas´ zale˝à od sytuacji spo∏eczno-ekonomicznej i zdrowotnej. Na podstawie systematycznego przeglàdu litera- tury wyró˝nia si´ czynniki sprawcze o dowiedzionym lub mo˝- liwym wp∏ywie [2, 6, 7].
Sà to m. in. czynniki spo∏eczno-bytowe (wiek, status spo-
∏eczny, stan cywilny), choroby bakteryjne i uk∏adu moczowo- p∏ciowego w cià˝y, wywiad po∏o˝niczy, palenie papierosów i inne u˝ywki, kolejnoÊç porodu, stan od˝ywienia przed i w czasie cià˝y, czynniki genetyczne, czynniki ze strony ojca [2, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19].
Wyniki uzyskane dla porodów drogà naturalnà potwier- dzajà, ˝e równie˝ w warunkach Polski niski status ekonomicz- ny, wyra˝ony przez niskie wykszta∏cenie, miejsce zamieszkania na wsi, stan cywilny wolny, zwi´ksza szans´ na ma∏à mas´ uro- dzeniowà. Podobnie jak w innych krajach rozwini´tych stwier- dzono niekorzystny wp∏yw palenia papierosów przed cià˝à.
Czynniki zdrowotne jak choroby przed i w czasie cià˝y, obcià-
˝ajàcy wywiad po∏o˝niczy okaza∏y si´ nieistotne. Pozostaje to w zgodzie z doniesieniami literaturowymi, które donoszà jedy- nie o niekorzystnym wp∏ywie zaka˝eƒ bakteryjnych uk∏adu moczowo-p∏ciowego i HIV [2, 14].
Uzyskany wynik wskazujàcy na zwiàzek obcià˝ajàcego wywiadu po∏o˝niczego z ma∏à masà urodzeniowà jest niepew- ny (p=0,1), mo˝na go traktowaç jako sugesti´. Jest to zgodne z danymi z literatury mówiàcej o wp∏ywie ma∏ej masy urodze- niowej w przesz∏oÊci na niepowodzenia aktualnej cià˝y.
Nie ma jednoznacznych rozstrzygni´ç w literaturze, czy
drugi i dalsze porody zwi´kszajà szans´ na ma∏à mas´ urodze- niowà [2]. W Êwietle naszych wyników szansa dla tego czynni- ka wzrasta.
Doniesienia wskazujà, ˝e ma∏y tygodniowy przyrost masy cia∏a w cià˝y jak i niedowaga przed cià˝à zwi´kszajà ryzyko ma∏ej masy urodzeniowej. Zosta∏o to potwierdzone w naszym badaniu. Po uwzgl´dnieniu ∏àcznego wp∏ywu tych czynników i skorygowaniu na inne czynniki zaburzajàce okaza∏o si´, ˝e szansa na ma∏à mas´ urodzeniowà wzrasta siedmiokrotnie dla porodów drogà naturalnà.
W literaturze podnoszony jest problem niepowodzeƒ cià˝y (m.in. ma∏ej masy urodzeniowej) u nastolatek. W naszych wy- nikach widoczna jest niezgodnoÊç wykresu cz´stoÊci ma∏ej masy urodzeniowej od wieku matki z wynikami analizy logi- stycznej. (Rycina 1).
W prezentacji cz´stoÊci widoczna jest zwi´kszona cz´stoÊç ma∏ej masy urodzeniowej w m∏odym wieku. Natomiast w ana- lizie logistycznej okaza∏o si´, ˝e szansa na ma∏à mas´ po sko- rygowaniu na pozosta∏e czynniki jest mniejsza w grupie m∏o- dych kobiet (OR=0,5). Mo˝na sàdziç, ˝e m∏ody wiek matki traktowany jako izolowany czynnik jest korzystny dla wyniku cià˝y. W m∏odym wieku wyst´pujà cz´Êciej niekorzystne czyn- niki spo∏eczno-bytowe jak: niska waga matki, niskie wykszta∏- cenie, stan cywilny wolny, które zwi´kszajà ryzyko ma∏ej masy urodzeniowej. Wniosek taki jest zgodny z doniesieniami litera- turowymi [10].
W grupie kobiet rodzàcych cesarskim ci´ciem zale˝noÊci od masy i tygodniowego przyrostu masy majà podobny cha- rakter jak w grupie kobiet rodzàcych naturalnie jednak o s∏ab- szym nasileniu. Wp∏yw czynników spo∏eczno-bytowych jest inny ni˝ u kobiet rodzàcych si∏ami natury. Nabiera na znacze- niu miejsce zamieszkania (miasto zwi´ksza ryzyko), traci na znaczeniu wiek matki oraz stan cywilny. Mo˝e to byç wyni- kiem wp∏ywu nierozwa˝anych tutaj czynników wp∏ywajàcych na decyzje o dokonaniu cesarskiego ci´cia [20].
Wnioski
1. Wspó∏wyst´powanie ma∏ej masy kobiet przed cià˝à z ma-
∏ym tygodniowym przyrostem masy w cià˝y jest ewident- nym czynnikiem ryzyka ma∏ej masy urodzeniowej.
2. Dla porodów drogà naturalnà m∏ody wiek matki zmniejsza ryzyko ma∏ej masy urodzeniowej.
PiÊmiennictwo
1. Low birthweight: country, Regional and Global Estimates, UNICEF and WHO 2004.
2. Shah P, Ohlsson A. Literature Review of Low Birth Weight, Including Small for Gestational Age and Preterm Birth, Mount Sinai Hospital,Toronto: Public Health 2002.
3. Zespó∏ Programu Poprawy Opieki Perinatalnej. Program Opieki Perinatalnej w Polsce.
Red. Gadzinowski J, Br´borowicz G. Poznaƒ: OÊrodek Wydawnictw Naukowych, 1997, wyd. II.
4. Borkowski W, Matyja O, Mielniczuk H. Telematic system of quality assurance in obstet- rics and neonatology in Poland. In: Lecture notes of the ICB Seminars. Warsaw: 2002.
5. Schieve L, Cogswell M, Scanlon K, [et al.]. Prepregnancy body mass index and preg- nancy weight gain: associations with preterm delivery. The NMIHS Collaborative Study Group. Obstet Gynecol. 2000, 96,194-200.
6. Ashdown-Lambert J. A review of low birth weight: predictors, precursors and morbidi- ty outcomes. J R Soc Health. 2005, 125, 76-83.
7. Valero De Bernabe J, Soriano T, Albaladejo R, [et al]. Risk factors for low birth weight:
a review. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol. 2004, 10, 116, 3-15.
8. Colton T, Kayne H, Zhang Y, [et al.]. A metaanalysis of home uterine activity monitor- ing. Am J Obstet Gynecol. 1995, 173,1499-1505.
9. Kramer M, Seguin L, Lydon J, [et al.]. Socio-economic disparities in pregnancy outcome:
why do the poor fare so poorly? Paediatr Perinat Epidemiol. 2000, 14, 194-210.
10. Roth J, Hendrickson J, Schilling M, [et al.]. The risk of teen mothers having low birth weight babies: implications of recent medical research for school health personnel. J Sch Health. 1998, 68, 271-275.
11. Kramer M. Determinants of low birth weight: methodological assessment and meta- analysis. Bull World Health Organ. 1987, 65, 663-737.
12. Orvos H, Nyirati I, Hajdu J, [et al.]. Is adolescent pregnancy associated with adverse peri- natal outcome? J Perinat Med. 1999, 27, 199-203.
13. Kramer M, Platt R, Yang H, [et al.]. Secular trends in preterm birth: a hospital-based cohort study.JAMA. 1998, 280, 1849-1854.
14. Flynn C, Helwig A, Meurer L. Bacterial vaginosis in pregnancy and the risk of prematu- rity: a meta-analysis.J Fam Pract. 1999, 48, 885-892.
15. Perkins S, Belcher J, Livesey J. A Canadian tertiary care centre study of maternal and umbilical cord cotinine levels as markers of smoking during pregnancy: relationship to neonatal effects. Can J Pub Health. 1997, 88, 232-237.
16. Walsh R. Effects of maternal smoking on adverse pregnancy outcomes: examination of the criteria of causation. Hum Biol. 1994, 66, 1059-10t92.
17. Windham G, Hopkins B, Fenster L, [et al.]. Prenatal active or passive tobacco smoke exposure and the risk of preterm delivery or low birth weight.Epidemiology. 2000, 11, 427-433.
18. Carmichael S, Abrams B. A critical review of the relationship between gestational weight gain and preterm delivery. Obstet Gynecol. 1997, 89, 865-873.
19. Kirchengast S, Hartmann B. Maternal prepregnancy weight status and pregnancy weight gain as major determinants for newborn weight and size. Ann Hum Biol. 1998, 25, 17-28.
20. Lech M, Szamotulska K, Mielniczuk H. Pozakliniczne uwarunkowania w podejmowaniu decyzji o ci´ciu cesarskim. Ginekol Pol. 1997, 68, 22-29.
