Ryzyko porodu przedwczesnego u kobiet ciężarnych z niedowagą przegląd systematyczny z metaanalizą badań kohortowych

Perinatologia, Neonatologia i Ginekologia, tom 4, zeszyt 4, 213-222, 2011 Ryzyko porodu przedwczesnego u kobiet ciężarnych z niedowagą przegląd systematyczny z metaanalizą badań kohortowych Streszczenie WIESŁAW MACIEJ KANADYS 1, BOŻENA LESZCZYŃSKA-GORZELAK 2, MARIAN JĘDRYCH 3, JAN OLESZCZUK 2 Cel pracy: Celem było przeprowadzenie przeglądu systematycznego i metaanalizy reasumujących wyniki dostępnych badań kohortowych, które oceniały związki między matczyną niedowagą przed zajściem w ciążę i ryzykiem porodu przedwczesnego. Materiał i metody: Bibliograficzne bazy danych, MEDLINE i EMBASE, zostały przeszukane (bez ograniczeń językowych) od stycznia 1990 do czerwca 2010 roku stosując następujące słowa kluczowe: niedowaga matczyna lub niski wskaźnik masy ciała w kombinacji z porodem przedwczesnym lub losem ciąży. Wśród ciężarnych z niedowagą oszacowano łącznie surowy iloraz szans (OR) i 95% współczynnik ufności (95% CI) dla każdego typu porodu przedwczesnego przez zastosowanie modelu efektów losowych. Wyniki: Zidentyfikowano dwadzieścia siedem badań kohortowych, obejmujących 857 280 kobiet, z których u 59 845 kobiet wystąpił poród przedwczesny (6,98%). W porównaniu z ciężarnymi z prawidłową masą ciała, wśród kobiet z niedowagą oszacowanie sumaryczne wykazało zwiększoną szansę wystąpienia porodu przedwczesnego < 37. tygodnia ciąży (wszystkie typy) (OR, 1,34; 95% CI, 1,26-1,43) oraz porodu przedwczesnego spontanicznego (OR, 1,42; 95% CI, 1,23-1,62) i indukowanego (OR, 1,21; 95% CI, 1,05-1,39). Stwierdzono również zwiększone ryzyko porodu miernie przedwczesnego (OR, 1,29; 95% CI, 1,20-1,40) i bardzo przedwczesnego (OR, 1,27, 95% CI, 1,12-1,45). Wnioski: Nasza metaanaliza wykazała wyraźny związek między niskim matczynym stanem odżywienia i ryzykiem porodu przedwczesnego w oparciu o dane z licznych badań na zróżnicowanych populacjach. Niedowaga jest przekonywującym i potencjalnie modyfikowalnym czynnikiem ryzyka wystąpienia porodu przedwczesnego. Stąd można spodziewać się, że zapobieganie i właściwe postępowanie dietetyczne może w jakimś stopniu obniżyć częstość występowania wcześniactwa. Słowa kluczowe: niedowaga, wskaźnik masy ciała, poród przedwczesny, poród przedwczesny samoistny, poród przedwczesny indukowany, badanie kohortowe, metaanaliza Wstęp Poród przedwczesny definiowany jako urodzenie dziecka przed 37. tygodniem ciąży i jego konsekwencje stanowią istotny problem zdrowotny na świecie. Wcześniactwo ciągle pozostaje główną przyczyną umieralności, odpowiada za 70-80% wszystkich zgonów noworodków. U urodzonych przedwcześnie występuje wysoki odsetek zachorowalności i zaburzeń w rozwoju psychofizycznym [1]. Odsetek porodów przedwczesnych w Polsce wynosi ok. 6,5%, w innych krajach waha się od 4 do prawie 16% w zależności od badanych populacji [2]. W Stanach Zjednoczonych odsetek ciąż pojedynczych zakończonych przedwcześnie wzrósł do 12,5% w roku 2004 z 10,6% w 1990 i 9,4% w 1981 [3]. Wskaźnik cięć cesarskich w porodach przedwczesnych zwiększył się o 47%, zaś porodów indukowanych podwoił się. W 2006 roku, 51% porodów przedwczesnych było spontanicznych, w porównaniu z 69% w 1991. Po uwzględnieniu dodatkowych zmiennych demograficznych i medycznych, prawdopodobieństwo interwencji położniczych u matek z wcześniakami było wyższe o 88% [95% przedział ufności (confidence interval, CI), 1,87-1,60] w roku 2006 niż w 1999. W oparciu o certyfikaty urodzeniowe z 19 stanów ocenia się, że 43% wcześniaków pochodziło z ciąż indukowanych lub zostało urodzonych drogą cięcia cesarskiego [4]. Ostatnio pojawiają się doniesienia sugerujące, że obserwowany wzrost wskaźnika porodów przedwczesnych związany jest również ze znacznym zwiększeniem późnych porodów przedwczesnych [5, 6]. W większości przypadków precyzyjne mechanizmy patofizjologiczne, które indukują poród przedwczesny nadal pozostają nieustalone. Stąd poszukiwane są czynniki mogące sprzyjać występowaniu porodów przedwczesnych, a które można podzielić na demograficzne, środowiskowe i medyczne. Jednym z nich jest stan odżywienia ciężarnej, opisywany przez wskaźnik wielkości antropologicznej taki jak wskaźniki masy ciała (body mass index, BMI). Niska wartość BMI przed ciążą może być przejawem przewlekłego deficytu żywieniowego, który ma negatywny wpływ na przebieg ciąży [7, 8]. Celem było przeprowadzenie przeglądu systematycznego i metaanalizy reasumujących wyniki dostępnych badań kohortowych, które oceniały związki między matczyną niedowagą przed zajściem w ciążę (niskim wskaźnikiem masy ciała) i ryzykiem porodu przedwczesnego. Materiał i metody Dokonano przeglądu prac, bez ograniczeń językowych, opublikowanych od stycznia 1990 do maja 2009, 1 Poradnia Ginekologiczno-Położnicza Przychodni Specjalistycznej NZOZ Specjalistyka Czechów w Lublinie 2 Katedra i Klinika Położnictwa i Perinatologii Uniwersytetu Medycznego w Lublinie 3 Zakład Matematyki i Biostatystyki Medycznej Uniwersytetu Medycznego w Lublinie

214 W.M. Kanadys, B. Leszczyńska-Gorzelak, M. Jędrych, J. Oleszczuk znajdujących się w bibliograficznych bazach danych MED- LINE (PubMed) i EMBASE, dotyczących analiz związku matczynej niedowagi przed zajściem w ciążę z ryzykiem porodu przedwczesnego. Używano następujących słów kluczowych: maternal underweight (niedowaga matczyna) lub low body mass index (niski wskaźnik masy ciała) w kombinacji z preterm birth (poród przedwczesny) lub pregnancy outcome (los ciąży). Docierano także do dodatkowych źródeł informacji, uwzględnianych w piśmiennictwie dołączonym do przedstawionych badań lub w artykułach poglądowych, związanych z tematem pracy [9]. Kryteria włączenia i wykluczenia badań Analizą objęto prace, które spełniały następujące kryteria: badania kohortowe oceniające matczyną niedowagę przed ciążą jako zagrożenie dla porodu przedwczesnego; uwzględnienie co najmniej 100 zdarzeń; matczyny stan odżywienia opisany wskaźnikiem BMI; przedstawione wyniki pozwalały na wykorzystanie ich w metaanalizie oraz dane o wzroście i masie ciała uzyskiwano nie później jak do 16. tygodnia ciąży. Z analizy wyłączono badania kliniczno-kontrolne oraz badania, w których: BMI odnotowywano w późnej ciąży lub w okresie okołoporodowym; stan odżywienia definiowano innymi wskaźnikami wielkości antropologicznej; rozkład BMI wyrażano w kwantylach; brak grupy referencyjnej (prawidłowa masa ciała) lub obejmowano również nadwagę; brak dokładnych danych dla obliczeń; obejmowano mało liczebne populacje lub powielano te same dane w innych opracowaniach. niedowaga < 20,0, prawidłowa masa ciała 20,0-24,9, nadwaga 25,0-29,9 i otyłość $ 30,0 [12]. Większość badań było opartych na bezpośrednich pomiarach masy ciała i wzrostu, podczas gdy inne na informacjach uzyskanych od kobiet (samoopis, ang. self-reports). Klasyfikacja porodu przedwczesnego Z punktu widzenia klinicznego poród przedwczesny definiowano przyjmując kryterium czasu trwania ciąży i wyróżnia się: poród przedwczesny < 37. tygodnia ciąży (t.c.) (łącznie wszystkie typy), poród miernie przedwczesny (-32-36. t.c.) i poród bardzo przedwczesny (-< 32. t.c.). Kolejny podział odnosi się do etiologii: samoistny poród przedwczesny związany z wystąpieniem spontanicznej czynności porodowej przy zachowanej ciągłości błon płodowych i/lub z przedwczesnym pęknięciem błon płodowych oraz indukowany (jatrogenny) poród przedwczesny związany z wcześniejszym ukończeniem ciąży ze wskazań matczynych lub płodowych poprzez wzniecenie czynności skurczowej macicy lub drogą cięcia cesarskiego [13-15]. Wyciąg danych Z każdej wyselekcjonowanej pracy wynotowywano następujące dane: nazwisko pierwszego autora, rok publikacji, kraj (stan), okres (lata) w którym przeprowadzono badanie, projekt badania, wielkość badanej populacji i liczba zdarzeń, kategoryzacja wg BMI, liczebność podgrup i liczba zdarzeń wg BMI oraz skorygowany iloraz szans (odds ratio, OR) uwzględniający zmienne zakłócające i odpowiedni 95% CI. Selekcja artykułów Selekcję badań przeprowadzono w trzyetapowym procesie. Pierwszy, dokładne przeanalizowanie tytułów i/lub streszczeń wszystkich cytowań w bazach danych i dokonanie wstępnej selekcji artykułów. Drugi, podjęcie ostatecznej decyzji włączenia lub wykluczenia po niezależnym i podwójnym przeanalizowaniu pełnych tekstów wyselekcjonowanych prac. Trzeci, zebranie z każdej zakwalifikowanej pracy danych o charakterystyce klinicznej i metodologicznej badań oraz o statystyce testowej. Ocena masy ciała i klasyfikacja niedowagi W badaniach stosowano różne punkty odcięcia BMI (iloraz masy ciała w kilogramach i kwadrat wysokości ciała w metrach; kg/m!2 ) dla określenia stanu odżywienia. W większości badań stosowano kryteria zgodnie z rekomendacjami Światowej Organizacji Zdrowia: niedowaga < 18,5, prawidłowa masa ciała 18,5-24,9, nadwaga BMI 25,0-29,9 i otyłość BMI $ 30,0 [10]. W analizie objęto również badania, w których klasyfikację do odpowiednich grup przeprowadzono w oparciu o zalecenia Institute of Medicine: niedowaga < 19,8, prawidłowa masa ciała 19,8-26,0, nadwaga 26,1-29,0 i otyłość > 29,0 [11]. W niektórych badaniach wykorzystano podział wg Garrowa: Publikacje potencjalnie związane z tematem pracy, ustalone na podstawie przeglądu baz danych N = 1347 Prace zakwalifikowane do dalszej szczegółowej oceny N = 58 Prace objęte w analizie N = 27 Prace wyłączone na podstawie tytułu i streszczeń z powodu braku przydatności projektu badania lub losu ciąży N = 1289 Prace wyłączone N = 31 bbb Powód wykluczenia 1. Nie oceniano porodów przedwczesnych lub objęto małą liczbę zdarzeń n = 4 2. BMI odnotowano w późnej ciąży lub po porodzie n = 7 3. Grupa odniesienia obejmowała również nadwagę n = 1 4. Niedostateczne dane dla obliczeń n = 10 5. Stan odżywienia określano w kg lub rozkład BMI wyrażano w kwantylach n = 3 6. Badania kliniczno-kontrolne n = 4 7. Powielanie tych samych danych w innych badaniach n = 2 Ryc. 1. Diagram sekwencji działań

Ryzyko porodu przedwczesnego u kobiet ciężarnych z niedowagą 215 Tabela 1. Charakterystyka badań kohortowych analizujących zależności między matczyną niedowagą i porodem przedwczesnym Prace cytowane 1. autor (rok) Adams (1995) [21] Baeten (2001) [22] Bhattacharya (2007) [23] Borkowski (2007) [24] Chen (2009) [25] Clausen (2006) [26] Crane (2009) [27] Ehrenberg (2003) [28] Goldenberg (1998) [29] Haas (2005) [30] Hauger (2008) [31] Hickey (1997) [32] Johnson (2009) [33] Kalk (2009) [34] Kanadys (2007) [35] Khashan (2009) [36] Leung (2008) [37] Lumme (1995) [38] Mantakas (2010) [39] Monaghan (2001) [40] Naeye (1990) [41] Nohr (2007) [42] Rudra (2008) [43] Sebire (2001) [44] Siega-Riz (1996) [45] Smith (2007) [46] Wise (2010) [47] Kraj Okres badania Stany Zjednoczone 1987-1990 Waszyngton (USA) 1992-1996 Wielka Brytania 1976-2005 Polska 2001-2002 Nebraska (USA) 1959-1966 Norwegia 1995-1997 Kanada 2001-2007 Ohio (USA) 1997-2001 Stany Zjednoczone 1992-1994 Kalifornia (USA) 2001-2002 Argentyna 2003-2006 Stany Zjednoczone 1982-1986 Missouri (USA) 1998-2000 Niemcy 2000-2003 Polska 1995-2001 Wielka Brytania 2004-2006 Hong Kong 1995-2005 Finlandia 1985-1986 Wielka Brytania 2001-2008 Ukraina 1992-1994 Pensylwania (USA) 1956-1966 Dania 1996-2002 Waszyngton (USA) 1996-2005 Wielka Brytania 1988-1997 Kalifornia (USA) 1983-1987 Wielka Brytania 1991-2001 Massachusetts (USA) 1995-2003 Rodzaj badania Źródło danych U.S. Army medical centers Washington State birth certificate Aberdeen Maternity and Neonatal Databank Ogólnokrajowy Rejestr Opieki Okołoporodowej Collaborative Perinatal Project Liczba zdarzeń /Populacja 217/1825 Kryterium włączenia 5509/96 801 Nieródki 2730/24 241 Nieródki 2371/18 891 345/1892 Kohorta szpitalna 147/3523 Newfoundland Provincial Perinatal Program Database Kohorta szpitalna Preterm Prediction Study Project Women and Infants Starting Healthy Perinatal Information System Kohorta szpitalna Missouri birth certificate records "Mutterpass" Kohorta municypalna North Western Perinatal survey Obstetric Specialty Clinical Information System Badnie prospektywne Kohorta szpitalna Sheffield Evolution Maternity Databse Children of Ukraine study Collaborative Perinatal Study Danish National Birth Cohort Kohorta szpitalna St Marys' Maternity Information System Prematurity Prevention Project Scottish Record Linkage System Black Women's Healthy Study 362/5337 1396/8969 289/2838 Brak chorób w wywiadzie i w przebiegu ciąży Nieobciążony wywiad Nieródki Wiek 20-51 lat Brak cukrzycy typu 1 w wywiadzie Poród przedwczesny samoistny 129/1619 Wiek $18 r.ż. 4484/46 964 1019/12 459 14 440/169 881 186/2049 129/1381 5207/89 513 1931/29 303 393/9015 Brak cukrzycy w wywiadzie 740/6509 Nieródki 105/2501 12 166/56 857 3934/85 375 Poród przedwczesny samoistny 201/2468 Wiek $18 r.ż. 12 564/215 105 199/4352 10 192/187 290 1114/7840 Afroamerykanki Definicja: niedowaga vs grupa odniesienia vs 19,8-25,9 BMI <20,0 BMI #19,9 BMI #20,0 vs 20,0- #25,0 vs 19,9-25,9 vs 19,8-26,0 vs 19,8-26,0 vs 19,8-24,9 vs 19,8-26,0 vs 18,5-<25,0 BMI <19,0 vs 19,0-24,9 BMI <19,9 BMI <20,0 BMI <20 vs 20-24 vs 18,5-<25,0 BMI <20,0 vs 19,8-26,0 BMI <20,0

216 W.M. Kanadys, B. Leszczyńska-Gorzelak, M. Jędrych, J. Oleszczuk Analiza statystyczna W poszczególnym badaniu wyznaczano surowy OR (i 95% CI) porodu przedwczesnego dla analizowanej kategorii niedowagi w porównaniu z masą ciała prawidłową (grupa referencyjna) [16, 17]. Następnie wyliczono łączny OR z 95% CI, stosując model efektów losowych DerSimoniana i Larida [18]. Heterogenność statystyczna badań była sprawdzana statystyką Q i indeksem I 2 [19, 20]. Wyniki każdego badania (OR i 95% CI) oraz wynik łączny zostały przedstawione w postaci wykresu leśnego (forest plot), opracowanego za pomocą arkuszu kalkulacyjnego Excel 2007. Wszystkie analizy statystyczne wykonano, używając oprogramowania STATISTICA Zestaw Medyczny (StatSoft Polska). Wyniki Rycina 1 ilustruje schemat blokowy wyników przeszukania bibliograficznych baz danych. Na podstawie użytych w/w słów kluczowych i ich kombinacji ustalono 1347 cytowań. Zródlo: Źródło Niedowaga Norma Iloraz szans Redukcja Wzrost Waga p 1. autor (n n/n / N)* ((n n/n/ N)* (95% CI) szans szans (%) Adams [21] 28/231 158/1419 1,10 (0,72 1,69) 0,6603 2,49 Baeten [22] 1208/18 551 2642/49 321 1,23 (1,15 1,32) 5,22 Bhattacharya [23] 345/2842 1537/14 076 1,13 (1,00 1,28) 0,0593 4,91 Borkowski [24] 186/1156 1864/14 989 1,35 (1,15 1,59) 0,0003 4,60 Chen [25] 37/177 264/1448 1,19 (0,81 1,74) 0,3882 2,77 Clausen [26] 31/651 87/2182 1,20 (0,79 1,83) 0,3858 2,55 Crane [27] 12/160 130/2489 1,47 (0,80 2,72) 0,2179 1,59 Ehrenberg [28] 321/1978 1075/6988 1,07 (0,93 1,22) 0,3602 4,82 Goldenberg [29] 91/550 129/1251 1,72 (1,29 2,30) 0,0002 3,52 Haas [30] 8/54 58/863 2,41 (1,09 5,35) 0,0302 1,07 Hauger [31] 360/2752 2994/31 286 1,42 (1,27 1,60) 4,96 Hickey [32] 294/2741 520/6943 1,48 (1,28 1,72) 4,71 Johnson [33] 1247/10 749 7828/92 095 1,41 (1,33 1,51) 5,25 Kalk [34] 27/163 110/1446 2,41 (1,53 3,81) 0,0002 2,32 Kanadys [35] 26/359 43/845 1,46 (0,88 2,41) 0,1434 2,07 Khashan [36] 208/2581 2714/45 463 1,39 (1,20 1,61) 4,74 Leung [37] 195/2629 1392/22 041 1,19 (1,02 1,39) 0,0297 4,67 Lumme [38] 51/990 259/6433 1,29 (0,95 1,76) 0,1003 3,37 Mantakas [39] 110/737 334/3102 1,45 (1,15 1,83) 0,0016 4,02 Monaghan [40] 32/640 53/1387 1,32 (0,85 2,08) 0,2307 3,10 Naeye [41] 2635/12 669 5647/28 810 1,08 (1,02 1,13) 0,0049 5,30 Nohr [42] 216/3857 2607/57 923 1,26 (1,09 1,45) 0,0016 4,77 Rudra [43] 9/99 132/1752 1,23 (0,60 2,49) 0,5707 1,29 Sebire [44] 2745/38 182 9819/17 6923 1,32 (1,26 1,38) 5,32 Siega-Riz [45] 40/499 108/2626 2,03 (1,39 2,96) 0,0002 2,84 Smith 46] 1425/17 968 4977/95 516 1,57 (1,47 1,67 5,26 Wise [47] 27/131 450/3542 1,78 (1,15 2,76) 0,0091 2,45 Łą Lacznie (95% CI) 124 096 673 339 1,34 (1,26 1,43) 100,00 Liczba zdarzen ń 11 914 47 931 0,5 1,0 2,0 3,0 5,0 Test niejednorodnoci: ści Q = 139,28; p = 0,000; t 2 = 0,016; l I 2 =81,33% Iloraz szans (95% CI) * dla kazdej ż grupy: n - liczba porodów przedwczesnych, NnN - liczebnoc ść badanej grupy; - grupa referencyjna; CI - przedzialł ufnoci ści Ryc. 2. Surowy iloraz szans (i 95% CI) wystąpienia porodu przedwczesnego u ciężarnych z niedowagą w porównaniu z prawidłową masą ciała

Ryzyko porodu przedwczesnego u kobiet ciężarnych z niedowagą 217 Dokładna ocena ich tytułów i/lub streszczeń pozwoliła na wyselekcjonowanie 58 badań potencjalnie związanych z tematem naszej pracy. Z kolei niezależnie i podwójnie przeanalizowano pełne teksty wybranych artykułów w oparciu o kryteria włączenia i wyłączenia. Ostatecznie 27 badań kohortowych spełniło nasze kryteria włączenia do przeglądu systematycznego i metaanalizy, obejmując w sumie 857 280 kobiet w ciąży, z których u 59 845 (6,98%) wystąpił poród przedwczesny [21-47]. Charakterystykę badań zestawiono w tabeli 1. Dwanaście badań przeprowadzono w Europie, w tym dwa w Polsce, dwanaście w Stanach Zjednoczonych i po jednym w Kanadzie, Argentynie i Hong Kongu. W jedenastu badaniach niedowagę definiowano jako BMI < 18,5, w siedmiu jako BMI < 19,8, w ośmiu BMI < 20,0 i w jednym BMI < 19,0. Rycina 2 przedstawia wartości surowego ilorazu szans (i 95% CI) poszczególnych badań objętych analizą sumaryczną [21-47]. Wszystkie badania wykazały pozytywny związek pomiędzy matczyną niedowagą i ryzykiem porodu przedwczesnego, przy czym w 17 z nich była to zależność statystycznie istotna [22, 29-34, 36, 37, 39, 41,42, 44-47]. Łączne oszacowanie wykazało wzrost szansy wystąpienia porodu przedwczesnego (w sumie wszystkie typy) wśród ciężarnych z niskim BMI (OR, 1,34; 95% CI, 1,26-1,43). W analizie typów porodu przedwczesnego również wykazano zwiększoną szansę ich wystąpienia u kobiet ciężarnych z niedowagą, w porównaniu z prawidłową masą ciała. I tak: ryzyko porodu przedwczesnego samoistnego wzrosło o 42% (95% CI, 1,23-1,62) i indukowanego o 21% (95% CI, 1,05-1,39) (rycina 3). Zródlo: Źródło: Niedowaga Norma Iloraz szans Redukcja Wzrost Waga p 1. autor (n / N)* (n / N)* (95% CI) szans szans (%) Poród przedwczesny samoistny Adams [21] 17/220 94/1355 1,12 (0,66 1,92) 0,6713 8,31 Bhattacharya [23] 244/2741 964/13 503 1,27 (1,10 1,47) 0,0014 11,33 Goldenberg [29] 129/1251 91/550 1,72 (1,29 2,30) 0,0002 10,44 Hickey [32] 239/2686 420/6843 1,49 (1,27 1,76) 11,24 Leung [37] 115/2549 826/21 475 1,18 (0,97 1,44) 0,1020 11,06 Monaghan [40] 32/640 53/1387 1,32 (0,85 2,08) 0,2307 10,03 Nohr [42] 150/3791 1854/57 170 1,23 (1,04 1,46) 0,0172 11,22 Rudra [43] 8/98 101/1721 1,43 (0,67 3,02) 0,3543 6,52 Smith [46] 954/17 497 2974/93 513 1,76 (1,63 1,89) 11,58 Wise [47] 16/120 268/3360 1,77 (1,03 3,05) 0,0376 8,27 Lacznie Łącznie (95% CI) 30 892 201 578 Liczba zdarzenń 1866 7683 1,42 (1,23 1,62) 100,00 Test niejednorodnoci: śc Q = 34, 6839; p = 0,0001; t 2 = 0,0,0280; l I 2 = 51,34% t 2 Poród przedwczesny indukowany Adams [21] 7/210 38/1299 1,14 (0,50 2,60) 0,7472 2,65 Bhattacharya [23] 101/2598 573/13 112 0,89 (0,71 1,10) 0,2679 18,83 Hickey [32] 54/2501 101/6524 1,40 (1,01 1,96) 0,0465 11,53 Leung [37] 80/2514 566/21 215 1,20 (0,95 1,52) 0,1346 17,16 Nohr [42] 66/3857 753/57 923 1,33 (1,03 1,72) 0,0270 16,04 Rudra [43] 1/91 31/1651 0,58 (0,08-4,30) 0,5947 0,43 Smith [46] 471/17 014 2003/92 542 1,29 (1,16 1,42) 29,16 Wise [47] 11/115 182/3274 1,80 (0,95 3,40) 0,0723 4,15 Lacznie Łą (95% CI) 28 635 192 412 1,21 (1,05 1,39) 0,0001 100,00 Liczba zdarzenń 780 4065 Test niejednorodnoci: śc Q = 12,628; p. p = 0,1528; t 2 = 0,0145; l I 2 = 44,57% 0,5 1,0 2,0 3,0 5,0 Iloraz szans (95% CI) * dla kazdej ż grupy: n - liczba porodów przedwczesnych, N - liczebnoc ść badanej grupy; - grupa referencyjna; CI - przedzialł ufnoci ści Ryc. 3. Surowy iloraz szans (i 95% CI) wystąpienia porodu przedwczesnego u ciężarnych z niedowagą w porównaniu z prawidłową masą ciała stosownie do etiologii

218 W.M. Kanadys, B. Leszczyńska-Gorzelak, M. Jędrych, J. Oleszczuk Zródlo: Źródło: Niedowaga Norma Iloraz szans Redukcja Wzrost Waga p 1. autor (n( n/n / N)* (n / N)* (95% CI) szans szans (%) Poród miernie przedwczesny Adams [21] 18/221 112/1373 1,00 (0,59 1,68) 0,9950 1,88 Baeten [22] 1024/18 367 2234/49 913 1,23 (1,14 1,33) 13,08 Bhattacharya [23] 287/2784 1206/13 745 1,20 (1,04 1,37) 0,0101 10,17 Crane [27] 10/158 99/2458 1,61 (0,82 3,15) 0,1643 1,18 Goldenberg [29] 76/535 106/1228 1,75 (1,28 2,40) 0,0005 4,22 Hickey [32] 224/2671 385/6808 1,53 (1,29 1,81) 8,53 Johnson [33] 1000/10 502 6477/90 714 1,37 (1,28 1,47) 13,34 Khashan [36] 160/2533 2112/45 041 1,37 (1,16 1,62) 0,0002 8,76 Leung [37] 147/2581 1063/21 712 1,17 (0,98 1,40) 0,0778 8,26 Naeye [41] 2312/12 346 4920/28 083 1,08 (1,03 1,15) 0,0035 13,95 Sebire [44] 2317/37 754 8421/175 525 1,30 (1,24 1,36) 14,21 Wise [47] 25/129 393/3485 1,89 (1,21 2,96) 0,0054 2,41 Lacznie Łącznie (95% CI) 90 581 439 115 1,29 (1,20 1,40) 100,00 Liczba zdarzen ń 7600 27 528 Test niejednorodnoci: śc Q = 27,9863; p = 0,0010; t 2 = 00321; l I 2 = 67,84% Poród bardzo przedwczesny Adams [21] 10/213 46/1307 1,35 (0,67 2,72) 0,4001 2,82 Baeten [22] 184/17 527 408/47 087 1,21 (1,02 1,45) 0,0299 12,91 Bhattacharya [23] 58/2555 331/12 870 0,88 (0,66 1,17) 0,3744 9,33 Crane [27] 2/150 31/2390 1,03 (0,24 4,34) 0,9697 0,76 Goldenberg [29] 15/474 23/1145 1,59 (0,82 3,08) 0,1657 3,11 Hickey [32] 70/2517 135/6558 1,36 (1,02 1,82) 0,0388 9,04 Johnson [33] 247/9749 1381/85 648 1,59 (1,38-1,82) 14,22 Khashan [36] 48/2421 602/43 531 1,44 (1,07 1,94) 0,0156 8,91 Leung [37] 48/2482 329/20 978 1,24 (0,91 1,68) 0,1715 8,66 Naeye [41] 323/10 357 727/23 890 1,03 (0,90 1,17) 0,7095 14,35 Sebire [44] 428/35 865 1398/168 502 1,44 (1,29 1,61) 15,12 Wise [47] 2/106 57/3149 1,04 (0,25 4,33) 0,9536 0,78 Łącznie Lacznie (95% CI) 84 416 417 055 1,27 (1,12 1,45) 0,0003 100,00 Liczba zdarzenń 1435 5468 Test niejednorodnoci: śc Q = 27,9863; p = 0,0010; t 2 = 0,0321; li 2 = 67,84% t 2 0,5 1,0 2,0 Iloraz szans (95% CI) 3,0 5,0 * dla kazdej ż grupy: n - liczba porodów przedwczesnych, N - liczebnoc ść badanej grupy; - grupa referencyjna; CI - przedzialł ufnoci ści Ryc. 4. Surowy iloraz szans (i 95% CI) wystąpienia porodu przedwczesnego u ciężarnych z niedowagą w porównaniu z prawidłową masą ciała stosownie do wieku ciążowego odbytego porodu Stwierdzono również zwiększone ryzyko porodu miernie przedwczesnego (OR, 1,29; 95% CI, 1,20-1,40) i bardzo przedwczesnego (OR, 1,27, 95% CI, 1,12-1,45) (ryc. 4). We wszystkich analizach wykazano znaczną niejednorodność badań. W tabeli 2 zestawiono badania kohortowe, w których w ocenie statystycznej również uwzględniono dodatkowe zmienne. W większości badań skorygowany OR wykazał istotny wzrost szansy wystąpienia porodu przedwczesnego u ciężarnych z niedowagą [30, 31, 34, 36, 37, 44, 47], z wyjątkiem badania Bhattacharya i wsp. [23] i Chen i wsp. [25]. Omówienie Nasza metaanaliza obejmująca 27 badań kohortowych wykazała statystycznie istotną zależność pomiędzy matczyną niedowagą przed zajściem w ciążę i szansą wystą-

Ryzyko porodu przedwczesnego u kobiet ciężarnych z niedowagą 219 pienia porodu przedwczesnego < 37. t.c., jak i poszczególnych jego typów. Znajduje to również potwierdzenie w ostatnio opublikowanej metanalizie Hana i wsp. [48]. Autorzy w oparciu o 78 badań, które objęły 1 025 794 kobiety wykazali wśród ciężarnych z niedowagą zwiększone ryzyko porodu przedwczesnego po uwzględnieniu w ocenie zmiennych towarzyszących: skorygowane ryzyko względne (RR) porodu przedwczesnego (łącznie wszystkie typy) wyniosło 1,29 (95% CI, 1,15-1,46) oraz samoistnego porodu przedwczesnego 1,32 (95% CI, 1,10-1,57). Nasze wyniki, jak i Hana i wsp. (RR, 1,21; 95% CI 1,07-1,36) wskazały, że matczyna niedowaga jest związana ze zwiększonym ryzykiem elektywnego porodu przedwczesnego [48]. Prace cytowane 1. autor (rok) Bhattacharya (2007) [23] Chen (2009) [25] Haas (2005) [30] Hauger (2008) [31] Kalk (2009) [34] Khashan (2009) [36] Leung (2008) [37] Sebire (2001) [44] Siega-Riz (1996) [45] Smith (2007) [46]** Wise (2010) [47] Tabela 2. Skorygowany iloraz szans porodu przedwczesnego w badaniach porównujących matczyną niedowagą i prawidłową masą ciała, według przedciążowego wskaźnika masy ciała (BMI) Kategorie BMI (kg/m 2 ) Niedowaga Norma* #19,9 20,0-24,9 Zmienne korygujące w analizie wielowymiarowej Wiek, wzrost, masa ciała, tydzień objęcia opieką prenatalną, małżeństwo lub konkubinat, status społeczny mąża/partnera, palenie papierosów, cukrzyca typu I, stan przedrzucawkowy, krwawienie poporodowe, PIH Centrum kliniczne, wiek matczyny, palenie papierosów, indeks społeczno-ekonomiczny, stan cywilny Wiek, kraj urodzenia, rasa/grupa etniczna, wykształcenie, rodność, miejsce opieki, uprzednio aktywność fizyczna, objawy depresyjne, palenie papierosów, przewlekłe stany chorobowe Wiek, rodność, palenie papierosów, przewlekłe nadciśnienie, cukrzyca w wywiadzie, poprzednio cięcie cesarskie, ilość wizyt prenatalnych, GDM, stan przedrzucawkowy Obrzęki obwodowe, PIH, stan przedrzucawkowy, wiek matczyny, palenie tytoniu, rodność < 20 20,0-25,0 < 19,8 19,8-26,0 Płeć noworodka, rodność, wiek matczyny, stopień ubóstwa społecznego, pochodzenie etniczne Wiek matczyny, rodność, tydzień objęcia opieką prenatalną, poprzednie cięcie cesarskie, rok porodu, cukrzyca przedciążowa, stan przedrzucawkowy, GDM, krwawienie przedporodowe Grupa etniczna, rodność, wiek, nadciśnienie w wywiadzie, GDM, stan przedrzucawkowy, cukrzyca przed ciążą, palenie papierosów Stężenie żelaza, wiek matczyny, grupa etniczna, nadciśnienie przewlekłe, PIH, palenie papierosów, tydzień objęcia opieką prenatalną < 20 20,0-24,9 Wiek matczyny, wzrost, kategoria ubóstwa, palenie papierosów, stan cywilny Wiek, stan cywilny, wykształcenie, palenie papierosów, rodność, poprzednio porody przedwczesne Skorygowany iloraz szans OR (95% CI) 1,0 (0,9-1,3) 1,03 (0,72-1,47) 2,38 (1,04-5,48) 1,45 (1,26-1,67) 2,39 (1,46-3,89) 1,35 (1,16-1,55) 1,21 (1.03-1,42) 1,17 (1,10-1,24) 1,98 (1,33-2.98) 1,36 (1,25-1,48) 1,64 (1,07-2,53) * wartość referencyjna; ** nieródki, *** samoistny poród przedwczesny; GDM cukrzyca ciążowa; PIH nadciśnienie indukowane ciążą Jednym z głównych wskazań dla indukcji porodu w nowoczesnym położnictwie jest wewnątrzmaciczne ograniczenie wzrastania płodu, a wiadomo, że istnieje wyraźna zależność pomiędzy niskim stanem odżywienia kobiety przed zajściem w ciążę i zaburzeniem rozwoju i wzrastaniem płodu [49]. Potencjalne mechanizmy przyczynowe, które leżą u podstaw związku pomiędzy matczynym stanem nieodżywienia i ryzykiem porodu przedwczesnego nadal oparte są na przypuszczeniach. Niska masa ciała i niski BMI przed zajściem w ciążę może być markerem przewlekłego deficytu żywieniowego i przypuszczalnie odbiciem obniżonej rezerwy tkankowej [8, 50]. Niedoborowy stan odżywienia może powodować zmniejszenie powierzchni wymiany i masy łożyska [7]. Deficyt żywieniowy jest również związany ze specyficznymi niedoborami mikroelementów, mających wpływ na przebieg ciąży, takich jak żelazo i cynk [51, 52]. Niedobory żelaza powodując przewlekły stan niedotlenienia o niewielkim nasileniu, jak i zwiększenie ryzyka zapalenia i wzrost stężenia noradrenaliny mogą indukować stres matczyny i płodowy. Aktywacja układu odpornościowego w odpowiedzi na zakażenie i zapalenie oraz zwiększona synteza hormonu uwalniającego kortykotropinę (CRH) w następstwie odpowiedzi stresowej mogą aktywować matczyną i płodową oś podwzgórze-przysadka -nadnercze, co z kolei może inicjować poród przedwczesny. Alternatywnym mechanizmem związanym z niedoborami żelaza może być nasilone uszkodzenie oksydacyjne erytrocytów i jednostki płodowo-łożyskowej [53-56]. Według Rosso i wsp. u ciężarnych z niedowagą obserwuje się zmniejszoną objętość osocza, mniejszą pojemność minutową serca, zwiększoną obwodową oporność naczyniową i niską odpowiedź renino-aldosteronową, w porównaniu z kobietami z prawidłową masą ciała. Prawdopodobnie zaburzona re-

220 W.M. Kanadys, B. Leszczyńska-Gorzelak, M. Jędrych, J. Oleszczuk gulacja hemodynamiki może prowadzić do niewydolności maciczno-łożyskowej i zwiększonej szansy wystąpienia porodu przedwczesnego [57, 58]. Natomiast Simhan i wsp. sugerują, że zakażenie dolnego odcinka narządu rodnego może przyczyniać się do powiązania matczynego stanu odżywienia z ryzykiem porodu przedwczesnego. Autorzy wykazali, że niedowaga zwiększa poziom granulocytów obojętnochłonnych i wartość ph pochwy [59]. Szereg możliwych ograniczeń powinno być brane pod uwagę, kiedy interpretuje się wyniki tej metaanalizy. Po pierwsze, w objętych badaniach stosowano różne definicje niedowagi w oparciu o BMI, stąd istnieje większe prawdopodobieństwo wystąpienia błędu między wybranymi wartościami odcięcia. Po drugie, szereg badań w tej analizie oparto na samoopisie masy ciała i wzrostu, co może powodować, że wartość masy ciała i BMI mogą być obciążone błędem, w porównaniu z pomiarami bezpośrednimi. Po trzecie, iloraz szans wyznaczono bez uwzględnienia dodatkowych zmiennych (surowy iloraz szans). Wynikało to stąd, że tylko niektóre z tych badań w ocenie statystycznej wprowadzały poprawkę na zmienne towarzyszące. Jeżeli wpływ tych czynników był silny (np. wiek kobiety jest związany z ryzykiem porodu przedwczesnego), oszacowania mogą być obciążone błędem. Po czwarte, analizowane prace mogą nie reprezentować wszystkich badań kiedykolwiek opublikowanych i związanych z tym tematem. Stąd możliwe, że badania z wynikami statystycznie istotnymi mogą przeważać nad badaniami z wynikami nieistotnymi lub zerowymi, i na odwrót. Jeżeli błąd opublikowanych badań był silny można przeszacować lub niedoszacować ryzyko porodu przedwczesnego wynikającego z obniżenia BMI. Podsumowanie Nasza metaanaliza wykazała wyraźny związek między niskim matczynym stanem odżywienia i porodem przedwczesnym w oparciu o dane z licznych badań na zróżnicowanych populacjach. Niedowaga jest przekonywującym i potencjalnie modyfikowalnym czynnikiem ryzyka wystąpienia porodu przedwczesnego. Stąd można spodziewać się, że zapobieganie i właściwe postępowanie dietetyczne może w jakimś stopniu obniżyć częstość występowania wcześniactwa. Podziękowanie Autorzy składają serdeczne podziękowanie firmie StatSoft Polska za udostępnienie oprogramowania STATISTICA Zestaw Medyczny. Piśmiennictwo [1] Behrman R.E., Butler A.S. (Ed.) Committee on Understanding Premature Birth and Assuring Healthy Outcomes. (2007) Preterm Birth: Causes, Consequences, and Prevention. Washington, D.C.: The National Academies Press. [2] MacDorman M.F., Mathews T.J. (2010) BirthStats: Percentage of preterm births, United States and selected european countries, 2004. Birth 37: 168. [3] Hoyert D.L., Mathews T.J., Menacker F. et al. (2006) Annual summary of vital statistics: 2004. Pediatrics 117: 168-183. [4] MacDorman M.F., Declercq E., Zhang J. (2010) Obstetrical intervention and the singleton preterm birth rate in the United States from 1991-2006. Am. J. Public. Health 100: 2241-2247. [5] Tołłoczko J., Kornacka M.K., Sonczyk A., Zapała Ł. (2010) Late preterm neonates a significant neonatal problem? Ginekol. Pol. 81: 693-698. [6] Baumert M., Łukomska A., Krzych Ł.J. et al. (2011) Zaburzenia w okresie adaptacyjnym noworodków urodzonych blisko terminu porodu. Ginekol. Pol. 82: 119-125. [7] Lechtig A., Yarbrough C., Delgado H. et al. (1975) Effect of moderate maternal malnutrition on the placenta. Am. J. Obstet. Gynecol. 123: 191-201. [8] Kusin J.A., Kardjati S., Renqvist U.H. (1994) Maternal body mass index: The functional significance during reproduction. Eur. J. Clin. Nutr. 48(suppl 3): S56-S67. [9] Stroup D.F., Berlin J.A., Morton S.C. et al.; For the Meta-analysis of Observational Studies in Epidemiology (MOOSE) group. (2000) Meta-analysis of observational studies in epidemiology: a proposal for reporting. JAMA 283: 2008-2012. [10] World Health Organization (WHO). (2000) Obesity: Preventing and Managing the Global Epidemic. Report of a WHO Consultation. World Health Organization: Geneva, Switzerland. WHO Technical Report Series 894. [11] Institute of Medicine. (1990) Nutrition during pregnancy. Washington DC. National Academy Press, 121-136. [12] Garrow J.S. (1986) Quetelet index as indicator of obesity. Lancet 1(8491): 1219. [13] Torbé A., Czajka R., Torbé A. et al. (2001) Kliniczna analiza porodów przedwczesnych. Ginekol. Pol. 71: 724-727. [14] Ananth C.V., Vintzileos A.M. (2006) Epidemiology of preterm birth and its clinical subtypes. J. Matern. Fetal Neonatal Med. 19: 773-782. [15] Goldenberg R.L., Culhane J.F., Iams J.D., Romero R. (2008) Epidemiology and causes of preterm birth. Lancet 371: 75-84. [16] Mantel N., Haenszel W. (1959) Statistical aspects of the analysis of data from retrospective studies of disease. J. Natl. Cancer Inst. 22: 719-748. [17] Mantel N. (1963) Chi-square tests with one degree of freedom; extensions of the Mantel-Haenszel procedure. J. Am. Stat. Assoc. 58: 690-700. [18] DerSimonian R., Laird N. (1986) Meta-analysis in clinical trials. Control. Clin. Trials 7: 177-188. [19] Higgins J.P., Thompson S.G. (2002) Quantifying heterogeneity in a meta-analysis. Stat. Med. 21: 1539-1558. [20] Higgins J.P., Thompson S.G., Deeks J.J, et al. (2003) Measuring inconsistency in meta-analyses. BMJ 327: 557-560. [21] Adams M.M., Sarno A.P., Harlass F.E. et al. (1995) Risk factors for preterm delivery in a healthy cohort. Epidemiology 6: 525-532. [22] Baeten J.M., Bukusi E.A., Lambe M (2001). Pregnancy complications and outcomes among overweight and obese nulliparous women. Am. J. Public Health 91: 436-440. [23] Bhattacharya S., Campbell D.M., Liston W.A., Bhattacharya S. (2007) Effect of body mass index on pregnancy outcomes in nulliparous women delivering singleton babies. BMC Public Health 7: 168. [24] Borkowski W., Mielniczuk H. (2007) Poród przedwczesny a przyrost masy ciała w ciąży w połączeniu z masą ciała przed ciążą. Przegl. Epidemiol. 61: 577-584. [25] Chen A., Klebanoff M.A., Basso O. (2009) Pre-pregnancy body mass index change between pregnancies and preterm birth in the following pregnancy. Paediatr. Perinat. Epidemiol. 23: 207-215. [26] Clausen T., Oyen N., Henriksen T. (2006) Pregnancy complications by overweight and residential area. A prospective

Ryzyko porodu przedwczesnego u kobiet ciężarnych z niedowagą 221 study of an urban Norwegian cohort. Acta Obstet. Gynecol. Scand. 85: 526-533. [27] Crane J.M., White J., Murphy P. et al. (2009) The effect of gestational weight gain by body mass index on maternal and neonatal outcomes. J. Obstet. Gynaecol. Can. 31: 28-35. [28] Ehrenberg H.M., Dierker L., Milluzzi C., Mercer B.M. (2003) Low maternal weight, failure to thrive in pregnancy, and adverse pregnancy outcomes. Am. J. Obstet. Gynecol. 189: 1726-1730. [29] Goldenberg R.L., Iams J.D., Mercer B.M. et al.; and NICHD MFMU Network. (1998) The Preterm Prediction Study: the value of new vs standard risk factors in predicting early and all spontaneous preterm births. Am. J. Public Health 88: 233-238. [30] Haas J.S., Fuentes-Afflick E., Stewart A.L. et al. (2005) Prepregnancy health status and the risk of preterm delivery. Arch. Pediatr. Adolesc. Med. 159: 58-63. [31] Hauger M.S., Gibbons L., Vik T., Belizán J.M. (2008) Prepregnancy weight status and the risk of adverse pregnancy outcome. Acta Obstet. Gynecol. Scand. 87: 953-959. [32] Hickey C.A., Cliver S.P., McNeal S.F., Goldenberg R.L. (1997) Low pregravid body mass index as a risk factor for preterm birth: variation by ethnic group. Obstet. Gynecol. 89: 206-212. [33] Johnson T.S., Rottier K.J., Luellwitz A., Kirby R.S. (2009) Maternal prepregnancy body mass index and delivery of a preterm infant in Missouri 1998-2000. Public Health Nurs. 26: 3-13. [34] Kalk P., Guthmann F., Krause K. et al. (2009) Impact of maternal body mass index on neonatal outcome. Eur. J. Med. Res. 14: 216-222. [35] Kanadys W.M. (2007) Maternal underweight and pregnancy outcome: prospective cohort study. Arch. Perinat. Med. 13: 23-26. [36] Khashan A.S., Kenny L.C. (2009) The effects of maternal body mass index on pregnancy outcome. Eur. J. Epidemiol. 24: 697-705. [37] Leung T.Y., Leung T.N., Sahota D.S. et al. (2008) Trends in maternal obesity and associated risks of adverse pregnancy outcomes in a population of Chinese women. BJOG 115: 1529-1537. [38] Lumme R., Rantakallio P., Hartikainen A.L., Järvelin M.R. (1995) Pre-pregnancy weight and its relation to pregnancy outcome. J. Obstet. Gynaecol. 15: 65-75. [39] Mantakas A., Farrell T. (2010) The influence of increasing BMI in nulliparous women on pregnancy outcome. Eur. J. Obstet. Gynecol. Reprod. Biol. 153: 43-46. [40] Monaghan S.C., Little R.E., Hulchiy O. et al. (2001) Risk factors for spontaneous preterm birth in two urban areas of Ukraine. Paediatr. Perinat. Epidemiol. 15: 123-130. [41] Naeye R.L. (1990) Maternal body weight and pregnancy outcome. Am. J. Clin. Nutr. 52: 273-279. [42] Nohr E.A., Vaeth M., Bech B.H. et al. (2007) Maternal obesity and neonatal mortality according to subtypes of preterm birth. Obstet. Gynecol. 110: 1083-1090. [43] Rudra C.B., Frederick I.O., Williams M.A. (2008) Pre-pregnancy body mass index and weight gain during pregnancy in relation to preterm delivery subtypes. Acta Obstet. Gynecol. Scand. 87: 510-517. [44] Sebire N.J., Jolly M., Harris J. et al. (2001) Is maternal underweight really a risk factor for adverse pregnancy outcome? A population-based study in London. BJOG 108: 61-66. [45] Siega-Riz A.M., Adair L.S., Hobel C.J. (1996) Maternal underweight status and inadequate rate of weight gain during the third trimester of pregnancy increases the risk of preterm delivery. J. Nutr. 126: 146-153. [46] Smith G.C., Shah I., Pell J.P. et al. (2007) Maternal obesity in early pregnancy and risk of spontaneous and elective preterm deliveries: a retrospective cohort study. Am. J. Public Health 97: 157-162. [47] Wise L.A., Palmer J.R., Heffner L.J., Rosenberg L. (2010) Prepregnancy body size, gestational weight gain, and risk of preterm birth in African-American women. Epidemiology 21: 243-252. [48] Han Z., Mulla S., Beyene J. et al. (2011) On behalf of the Knowledge Synthesis Group. Maternal underweight and the risk of preterm birth and low birth weight: a systematic review and meta-analyses. Int. J. Epidemiol. 40: 65-101. [49] World Health Organisation. (1995) Maternal anthropometry and pregnancy outcomes: a WHO collaborative study. Bull. World Health Organ. 73 (Suppl): 1-98. [50] Allen L.H. (2001) Biological mechanisms that might underlie iron's effects on fetal growth and preterm birth. J. Nutr. 131(2S-2): 581S-589S. [51] Scholl T.O., Hediger M.L., Fischer R.L., Shearer J.W. (1992) Anemia vs iron deficiency: increased risk of preterm delivery in a prospective study. Am. J. Clin. Nutr. 55: 985-858. [52] Scholl T.O., Hediger M.L., Schall J.I. et al. (1993) Low zinc intake during pregnancy: its association with preterm and very preterm delivery. Am. J. Epidemiol. 137: 1115-1124. [53] Falkenberg E.R., Davis R.O., DuBard M., Parker C.R. (1999) Effects of maternal infections on fetal adrenal steroid production. Endocr. Res. 25:239-249. [54] Smith R. (1998) Alterations in the hypothalamic pituitary adrenal axis during pregnancy and the placental clock that determines the length of parturition. J. Reprod. Immunol. 39: 215-220. [55] Zhang Q., Ananth C.V., Li Z., Smulian J.C. (2009) Maternal anaemia and preterm birth: a prospective cohort study. Int. J. Epidemiol. 38: 1380-1389. [56] Wadhwa P.D., Garite T.J., Porto M. et al. (2004) Placental corticotropin-releasing hormone (CRH), spontaneous preterm birth, and fetal growth restriction: a prospective investigation. Am J Obstet. Gynecol. 191: 1063-1069. [57] Rosso P., Donoso E., Braun S. et al. (1992) Hemodynamic changes in underweight pregnant women. Obstet. Gynecol. 79: 908-912. [58] Salas S.P., Rosso P. (1998) Reduced plasma volume and changes in vasoactive hormones in underweight pregnant women. Rev. Med. Chile 126: 504-510. [59] Simhan H.N., Bodnar L.M. (2006) Prepregnancy body mass index, vaginal inflammation, and the racial disparity in preterm birth. Am. J. Epidemiol. 163: 459-466. J Wiesław Kanadys Poradnia Ginekologiczno-Położnicza Przychodni Specjalistycznej NZOZ Specjalistyka Czechów w Lublinie 20-848 Lublin, ul. Kompozytorów Polskich 8 e-mail: wieslaw.kanadys@wp.pl Risk of preterm birth in underweight pregnant women: a systematic overview and meta-analysis of the cohort studies Objective: The objective was to perform a systematic overview and meta-analysis to summarize results of available cohort studies on the associations maternal underweight with the risk of preterm birth. Material and methods: The

222 W.M. Kanadys, B. Leszczyńska-Gorzelak, M. Jędrych, J. Oleszczuk bibibliographic databases: MEDLINE (PubMed) and EMBASE were searched (with no language restrictions) from January 1990 to June 2010 using a list of keywords: maternal underweight or low body mass index combined with preterm birth or pregnancy outcome. We estimated the pooled crude odds ratios (OR) and 95% confidence interval (95% CI) for each preterm birth (PTB) subtypes among underweight pregnant compared with normal weight using a random-effects model. Results: We identified twenty seven cohort studies, comprising 857 280 women (59 845 women with PTB). Compared with pregnant women of normal weight, the summary risk of PTB overall was increased for those who were underweight (OR, 1.34; 95% CI, 1.26 to 1.43), as were the risks of spontaneous PTB (OR, 1.42; 95% CI, 1.23 to 1.62) and medically induced PTB (OR, 1.21; 95% CI, 1.05 to 1.39). Underweight women had also an increased risk of moderate (late) PTB (OR, 1.29; 95% CI, 1.20 to 1.40) and very PTB (OR, 1.27, 95% CI, 1.12 to 1.45). Conclusions: Our meta-analysis shows a clear association between low maternal nutritional status and preterm birth based on data collected from large number of studies in diverse populations. Underweight is a strong and potentially modifiable risk factor for the preterm birth. Thus, might have expected, that prevention and appropriate dietary intervention in a some degree perhaps decrease incidence of prematurity. Key words: underweight, body mass index, premature birth, spontaneous preterm birth, induced preterm birth, cohort study, meta-analysis