Gestational age, intrauterine growth and body composition at 11 years of age

Caroline Cardozo Bortolotto; Iná da Silva dos Santos; Juliana dos Santos Vaz; Alicia Matijasevich

doi:10.11606/s1518-8787.2022056004022

. 2022 Nov 18;56:116. doi: 10.11606/s1518-8787.2022056004022

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Gestational age, intrauterine growth and body composition at 11 years of age

Caroline Cardozo Bortolotto ^I, Iná da Silva dos Santos ^I, Juliana dos Santos Vaz ^I,^II, Alicia Matijasevich ^I,^III

PMCID: PMC9749740 PMID: 36629707

ABSTRACT

OBJETIVE

To assess the association of gestational age (GA) and intrauterine growth with body composition at 11 years of age.

METHOD

Analysis of data from the 2004 Pelotas birth cohort, whose outcomes were fat mass (FM, kg), fat mass index (FMI, kg/m²), fat-free mass (FFM, kg), fat-free mass index (FFMI, kg/m²) – measured by air displacement plethysmography – and body mass index for age (BMI/age, Z-score). The exposures of interest were the gestational index (GA) of infants born at less than 33 weeks, from 34 to 36 and from 37 to 41, and intrauterine growth categorized as small (SGA), adequate (AGA) and large (LGA) for gestational age. Analysis of variance was used to compare means and linear regression was used to assess the strength of association. The analyses were adjusted according to variables collected at birth, such as monthly family income, maternal characteristics – education, age, pre-gestational body mass index (BMI), weight gain during pregnancy, smoking during pregnancy, type of delivery, and parity – and adolescent characteristics – skin color and birth weight. For analysis, FM and FMI underwent logarithmic transformation due to data asymmetry.

RESULTS

A total of 3,401 adolescents were analyzed, including boys and girls born at less than 33 weeks, with lower FM and FFM means than those born at term. However, in the adjusted analyses, there was no association between GA and any of the outcomes in either sex. LGA boys had a 10.5% higher FMI (p = 0.026) and +0.3 BMI/age Z-score (p = 0.019) as compared to AGA boys, and LGA girls had +0.3 kg/m ² of FFMI (p = 0.039) than AGA girls.

CONCLUSION

GA was not associated with body composition at 11 years of age. However, LGA boys had higher BMI and BMI/age Z-score, and LGA girls had higher FFMI than AGA girls.

Keywords: Child Development, Body Composition, Gestational Age, Plethysmography, Cohort Studies

INTRODUCTION

The prevalence of overweight in young people has increased in recent decades. In 2016, it was estimated that 340 million children and adolescents aged between 5 and 19 years, worldwide, were overweight or obese¹. In Brazil, national surveys have shown, in the last three decades, an increase in the incidence of overweight in children and adolescents between 6 and 19 years, regardless of the macro-region or family income².

According to the “Theory of the fetal origin of diseases” (Developmental origins of Health and Disease – DoHaD), excess weight and body composition in early life are associated with cardiovascular and metabolic diseases in adulthood³. It is between late childhood and early adolescence that there is a great variation in body composition⁴, a period considered critical for the beginning of the development of obesity in both sexes⁵, although the distribution of body fat occurs differently across boys and girls⁴. In this, in addition to factors related to lifestyle, such as eating habits, physical activity and sedentary behavior, the role of biological factors, such as gestational age (GA), in the occurrence of overweight in childhood and adolescence, has also been investigated^6-8.

Longitudinal^7,8and cross-sectional^6,9studies show that the association between GA and body composition, assessed by indirect methods – air displacement plethysmography⁷and X-ray dual absorption densitometry (Dexa) –^6,8,9, is still not well established. While some studies have detected lower body fat and fat-free mass (FFM) measurements in preterm infants – compared to full-term infants^6,7–, others have not found an association both in early adolescence, at 11 years⁹, and at the end of it, at the age of 18⁸.

In addition, the relationship between GA, intrauterine growth and body composition in adolescence is rarely found in the literature. Thus, the aim of this study was to investigate the association of GA and intrauterine growth with body composition in 11-year-old boys and girls in the 2004 Pelotas birth cohort.

METHODS

Sample Characteristics

The research was developed based on the analysis of data from the birth cohort of Pelotas in 2004, a city with 328,275 inhabitants and located in south Brazil¹⁰. That year, a birth cohort was started that included all newborns from hospital deliveries, which took place between January 1 and December 31, and which followed mothers who lived in the urban area of the municipality and in the Jardim América neighborhood, adjacent to Pelotas. but belonging to the neighboring municipality of Capão do Leão. A total of 4,231 newborns, i.e., 99.2% of all births in the city that year, were included in the study, in addition to standardized interviews conducted with mothers during their hospital stay (perinatal study) to investigate socioeconomic, demographic and behavioral characteristics. The newborns were examined within 24 hours after delivery by the study team, under the supervision of a pediatrician, being followed up at birth, at 3, 12, 24 and 48 months, and at 6 and 11 years of age, with follow-up rates ranging from 87% to 96% – a detailed description of the methodology is provided elsewhere¹¹.

For the current study, those followed at 11 years of age and who had sufficient information for at least one of the indices analyzed in this research were eligible; twins and those who had some congenital malformation that could interfere with feeding and walking were excluded. Considering this, at 11 years of age, of the 4,231 members of the cohort, 567 were lost or refused to participate in the follow-up, 84 were twins and 81 did not have data on the essential variables for carrying out the research. These losses occurred, for example, in cases in which the adolescent was unable to stand up to check weight and height, which are essential measures for air displacement plethysmography, or when they were unable to stay inside the air chamber. Adding these cases to the 98 deaths that occurred between birth and 11 years of age, there remained the 3,401 children (80.4% of the total) included in the present analysis.

Body Composition

At the 11-year follow-up, body composition was assessed using air displacement plethysmography (Bod Pod^®, Cosmed), performed by specifically trained technicians; a safe, fast and non-invasive method that can be applied in different population groups, such as obese people, children, adults and elderly people¹². In order to evaluate it, the participants remained inside the device, a closed chamber, for a few seconds, without moving. To then measure with adequate accuracy and minimize disparities in body volume measurement, it was necessary to eliminate the volume effect of clothing, hair, body surface, and lungs. On this account, participants were provided with sets of rubber caps – such as those for swimming –, shorts and spandex t-shirts, made especially for the study. To predict the volume of thoracic gas, a formula was used based on the participants age, sex and height¹³and, to estimate body fat and FFM, the Lohman equation was used¹⁴.

The outcomes of this study were fat mass (FM) in kg, fat mass index (FMI) in kg/m², FFM in kg, fat-free mass index (FMI) in kg/m² and body mass index (BMI) for age (Z-score). FMI and FFMI were calculated from the ratio, respectively, between FM (kg) and FFM (kg) and height in square meters (m²). BMI/age was calculated as the ratio between weight in kg and height in m². And age- and sex-specific BMI/age Z-scores were calculated according to growth curves published by the World Health Organization (WHO) in 2006¹⁵, using the ANTHRO 2007 software.

Weight was assessed using a high-precision scale (0.01 kg), coupled to the BodPod^® equipment; height was measured twice, using a Harpenden metal stadiometer (Holtain, Crymych, United Kingdom) with a maximum height of 2.06 m and an accuracy of 1 mm; finally obtaining the average of these two measurements. In cases where the difference between the two measurements was greater than 1 cm, a third measurement was performed.

Gestational Age and Intrauterine Growth

The algorithm proposed by the National Center for Health Statistics (NCHS)¹⁶was used to estimate GA at birth, based on the date of the last menstrual period (LMP) – whenever consistent with weight, length and head circumference at birth, according to the standard curves of these parameters for each week of GA¹⁷. If the estimate was unknown or inconsistent, clinical maturity was estimated based on the Dubowitz method¹⁸_. In this analysis, participants born before 37 weeks of gestation were classified as preterm. Thus, GA was categorized into three groups: those born at less than 33 weeks, which include moderately preterm, very preterm and extremely preterm infants; those at 34 to 36 weeks, late preterm infants; and those at 37 to 41 weeks, term newborns¹⁹.

Intrauterine growth was defined according to the of INTERGROWTH-21²⁰ parameters, which include birth weight according to GA and sex and the classification of participants as small for gestational age (SGA; birth weight less than 10%), adequate for gestational age (AGA; birth weight between 10% and 90%) and large for gestational age (LGA; birth weight greater than 90%). Birth weight was collected using electronic pediatric scales (Harpenden@) with an accuracy of 10g, checked daily by the research team, and those weighing less than 2,500g were considered low birth weight (LBW).

Potential Confounders

The adjustment variables were defined according to a conceptual model created by the authors, based on the literature²¹. Therefore, family income was obtained by adding the income of people who lived in the same house, in the month before the perinatal interview, and later divided into quintiles (Q1, for families with lower incomes, and Q5, for families with higher incomes)²².

Maternal characteristics, obt^ained in the perinatal interview, included schooling, collected in complete years with approval and classified into groups from 0 to 4 years, 5 to 8, 9 to 11 and greater than or equal to 12 years; age in complete years, categorized as younger than 20 years old, from 20 to 34 years old, and greater than or equal to 35 years old; smoking, if they smoked at least one cigarette a day, every day, in any trimester of pregnancy; type of delivery, whether normal or cesarean, extracted from hospital records; parity, that is, number of live or dead births, categorized as 0, 1, 2, 3 and greater than or equal to 4; weight at the beginning and end of pregnancy, extracted from the Pregnancy Card, the last record being considered the final weight, or, when not available, the mother’s report; weight gain during pregnancy, calculated as the difference between final and initial weights; pre-pregnancy BMI, classified as underweight (≤ 18.49 kg/m²), adequate (18.5–24.9 kg/m²), overweight (25.0–29.9 kg/m²) or obesity (≥ 30 kg/m²)²³; and maternal height, measured at home by the research team, in follow-ups performed three months after delivery.

Finally, information on the adolescent’s sex was collected directly from the birth medical record; and the color of their skin, self-reported by the mother as white, brown, black or other, information obtained in the follow-ups carried out at the age of six. For girls, in the follow-up of 11 years old, they were asked if they had already had menarche. It is also worth mentioning that, as only 182 mothers reported skin color as “other”, we ended up grouping these adolescents in the “brown” category for analysis purposes.

Statistical Analysis

Statistical analyses were performed using Stata version 16.0 (Stata Corp., College Station, USA). After describing the follow-up sample at 11 years of age, the means and 95% confidence intervals (95%CI) of FM, FMI, FFM, FFMI and BMI/age Z-score were described, according to GA and intrauterine growth, separated by sex; to compare the means, analysis of variance (Anova) was used.

As 251 girls (15.4%) had already had menarche, analyses were performed to investigate the existence of an interaction between GA and menarche history on outcomes. As there was no statistical evidence of interaction, all girls were included in the analyses, regardless of menarche history. However, there was an interaction (p < 0.20) between GA and sex on the FFMI outcomes (p = 0.145) and BMI/age Z-score (p = 0.092), causing all analyses to be stratified by sex.

The strength of association between the independent variables and the outcomes was verified by linear regression, through beta coefficients (β) and 95%CI; FM and FMI data underwent logarithmic transformation, as they present asymmetric distribution; and the beta coefficients of the raw and adjusted analyses are shown in their exponential form. Thus, the adjusted analyzes were hierarchical, the first level comprising maternal education and age and family income; the second level, pre-gestational BMI, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, type of delivery and parity; and the third, the adolescent’s skin color and birth weight.

Current height was included in the fourth level, but as it is used in the construction of the FMI, FFMI and BMI, in the analyses for these outcomes, height was not included as a potential confounder. Likewise, when the exposure of interest was intrauterine growth, birth weight was not included as a confounder in the adjusted models. Therefore, at each level, the p-value was verified, removing the variables with the highest p-value, one by one, from the analysis model. However, the variables associated with the outcome with p-value <0.20 were kept in the analysis to control for possible confounding effects. In the course of this, a significance level of 5% was assumed in the statistical analyses.

Ethical Aspects

All follow-ups of the 2004 Pelotas birth cohort were approved by the Research Ethics Committee of the Faculty of Medicine of the Federal University of Pelotas, affiliated with the National Research Ethics Commission (Conep). Therefore, the children’s parents or legal guardians gave written consent at each follow-up and consent was obtained, also in writing, from participants aged at least 11 years (letter number 889,753).

RESULTS

In the analyzed sample (n = 3,401), 51.7% (n = 1,757) of the participants were boys, with about 45% (n = 1,523) born by cesarean section, 13.5% (n = 430) preterm, and 8.5% (n = 280), SGA (Table 1). Regarding maternal variables, most mothers had between 5 and 8 years of schooling (41.2%) and were aged between 20 and 34 years (67%). About a quarter of them (25.3%) were overweight and 11.5% were obese. In addition, the prevalence of maternal smoking during pregnancy was 26.9%, and mothers gained an average of 10.5 kg during pregnancy (SD = 5.6).

Table 1. Characteristics of mothers and participants in the 2004 Pelotas birth cohort, at birth, followed up at 11 years of age.

Features	Included in the analysis n = 3.401
Maternal education (completed years)^a	(n = 3,371)	%
0–4	497	14.7
5–8	1,387	41.2
9–11	1,162	34.5
≥ 12	325	9.6
Maternal age (years)	(n = 3,399)
< 20	648	19.1
20–34	2,279	67.0
≥ 35	472	13.9
Pre-gestational BMI	(n = 2,407)
Low weight (≤ 18.49 kg/m²)	91	3.8
Adequate (18.5–24.9 kg/m²)	1,432	59.4
Overweight (25.0–29.9 kg/m²)	608	25.3
Obesity (≥ 30 kg/m²)	276	11.5
Smoking in pregnancy	(n = 1,757)
No	2,487	73.1
Yes	914	26.9
Type of delivery	(n = 1,878)
Normal	1,878	55.2
Caesarean	1,523	44.8
Parity (number of children born alive or dead)	(n = 3,400)
1	1,345	39.6
2	919	27.0
3	539	15.9
≥ 4	597	17.6
Weight gain during pregnancy (kg)	(n = 3,310)
(mean, SD)	10.5 (5.6)	-
Family income (quintiles)	(n = 3,401)
Q1 (lower income)	657	19.3
Q2	682	20.1
Q3	680	20.0
Q4	730	21.5
Q5 (higher income)	652	19.2
Skin color	(n = 3,384)
White	2,287	67.6
Brown	677	20.0
Black	420	12.4
Birth weight (g)	(n = 3,401)
< 2,500 (low weight)	260	7.6
2,500–2,999	832	24.5
3,000–3,499	1,369	40.3
3,500–3,999	768	22.6
≥ 4,000	172	5.1
GA (weeks)	(n = 3,186)
≤ 33	71	2.2
34–36	359	11.3
37–41	2,756	86.5
Intrauterine growth	(n = 3,294)
SGA	280	8.5
AGA	2,446	74.3
LGA	568	17.2

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SD: standard deviation; BMI: body mass index; GA: gestational age; SGA: small for GA; AGA: adequate for gestational age; LGA: large for gestational age.

Table 2 shows the FM and FMI medians and BMI/age Z-score means, with the respective 95%CI, according to the exposures of interest and separately for boys and girls. As for GA, the lowest means and medians were observed among preterm infants compared to full-term infants. Boys born at or less than 33 weeks had smaller FM and FMI medians (6.1 kg and 3.3 kg/m², respectively) than those born at term (p < 0.001 and p < 0.001). In girls, only FM was different between the GA categories, with the medians of those born at or less than 33 and at 34 to 36 weeks being 7.6 kg and 9.2 kg smaller, also respectively, compared to those born at term (p = 0.024). The BMI/age Z-score was statistically different only among boys, and it was 0.3 point lower among those born at or less than 33 weeks than in those born at term (p < 0.001).

Table 2. Measures of central tendency of FM, FMI and BMI for age (Z-score) at 11 years, according to sex, gestational age and intrauterine growth, in the 2004 Pelotas birth cohort.

Variable	Boys				Girls

	Total	FM (kg)	FMI (kg/m²)	BMI/A (Z-score)	Total	FM (kg)	FMI (kg/m²)	BMI/A (Z-score)

	n	Median (95%CI)	Median (95%CI)	Median (95%CI)	n	Median (95%CI)	Median (95%CI)	Median (95%CI)
GA		9.6 (3.0 to 26.5)	4.5 (1.6 to 11.5)	0.8 (0.7 to 0.9)		10.0 (3.8 to 27.1)	4.6 (1.9^a 11.9)	0.7 (0.6 to 0.7)
(Weeks)		p < 0.001^a	p < 0.001^a	p < 0.001^b		p = 0.024^a	p = 0.082^a	p = 0.167^b
≤ 33	38	6.1 (1.9 to 40.3)	3.3 (1.0 to 14.9)	0.3 (- 0.3 to 0.8)	33	7.6 (3.8 to 20.1)	4.0 (1.9 to 9.4)	0.6 (0.2 to 1.0)
34–36	187	7.6 (2.8 to 24.4)	3.7 (1.5 to 10.4)	0.4 (0.2 to 0.7)	172	9.2 (3.0 to 24.8)	4.3 (1.4 to 10.4)	0.5 (0.3 to 0.7)
37–41	1.425	10.1 (3.1 to 26.5)	4.7 (1.6 to 11.5)	0.9 (0.8 to 1.0)	1.331	10.2 (3.9 to 28.1)	4.7 (1.9 to 12.1)	0.7 (0.6 to 0.8)
Intrauterine growth		p = 0.028^a	p = 0.021^a	p < 0.001^b		p = 0.004^a	p = 0.006^a	p = 0.001^b
SGA	142	8.1 (2.9 to 21.9)	3.9 (1.6 to 9.5)	0.5 (0.3 to 0.7)	138	8.9 (2.9 to 20.9)	4.1 (1.5 to 9.1)	0.3 (0.1 to 0.5)
AGA	1.286	9.1 (2.9 to 23.7)	4.4 (1.5 to 10.6)	0.7 (0.6 to 0.8)	1.160	9.7 (3.8 to 24.2)	4.5 (1.9 to 10.7)	0.6 (0.5 to 0.7)
LGA	1.704	10.7 (3.1 to 25.3)	5.0 (1.6 to 11.1)	1.0 (0.8 to 1.2)	292	10.7 (3.8 to 25.4)	4.8 (1.9 to 11.1)	0.7 (0.6 to 0.9)

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FM: fat mass; FMI: fat mass index; BMI/A: body mass index for age, in Z-score; GA: gestational age; SGA: small for GA; AGA: adequate for GA; LGA: large for GA; 95%CI: 95% confidence interval.

^a Kruskal-Wallis nonparametric heterogeneity test.

^b Anova parametric heterogeneity test.

As for intrauterine growth, in both sexes, there were lower mean Z-scores for BMI/age and lower medians for FM and FMI in SGA compared to AGA infants. SGA boys had, on average, 0.3 less BMI/age Z-score and 8.1 kg and 3.9 kg/m² less, respectively, in the FM and FMI medians, compared to AGA boys. Among SGA girls, the mean BMI Z-score was 0.3 point lower and the FM and FMI medians were 8.9 kg and 4.1 kg/m² lower, respectively, than among those born at AGA (Table 2).

As for FFM, the FFM and FMI means were lower in preterm than in full-term boys. On the one hand, boys born at or less than 33 weeks had, on average, 2.2 kg less FFM than those born at term, and the FFM of boys born preterm was 0.4 kg/m²lower as compared to term infants. On the other hand, in girls only differences for FFM were observed, with those born at or less than 33 weeks, on average, with 1.2 kg less than those born at term. SGA boys and girls had, respectively, 0.3 kg and 0.6 kg less FFM as compared to AGA infants of the same sex, and the SGA boys’ FFMI was 0.2 kg/m²lower than that of term infants (Table 3).

Table 3. Measures of central tendency of FFM and FFMI, at 11 years of age, according to sex, gestational age and intrauterine growth, in the 2004 Pelotas birth cohort.

Variable	Boys			Girls

	Total	FFM (kg)	FFMI (kg/m²)	Total	FFM (kg)	FFMI (kg/m²)

	n	Median (95%CI)	Median (95%CI)	n	Median (95%CI)	Median (95%CI)
GA		30.0 (29.8 to 30.2)	14.3 (14.2 to 14.3)		31.1 (30.8 to 31.4)	14.4 (14.3 to 14.4)
(Weeks)		p < 0.001^a	p = 0.001^a		p = 0.025^a	p = 0.413^a
≤ 33	38	28.1 (26.0 to 29.5)	13.9 (13.5 to 14.4)	33	30.1 (28.1 to 32.1)	14.6 (13.9 to 15.3)
34–36	187	29.0 (28.3 to 29.7)	13.9 (13.7 to 14.2)	172	30.2 (29.4 to 31.1)	14.2 (14.0 to 14.5)
37–41	1,425	30.3 (30.0 to 30.5)	14.3 (14.2 to 14.4)	1,331	31.3 (30.9 to 31.6)	14.4 (14.3 to 14.5)
Intrauterine growth		p = 0.027^a	p = 0.020^a		p = 0.018^a	p = 0.100^a
SGA	142	29.4 (28.6 to 30.1)	14.0 (13.8 to 14.2)	138	30.1 (29.1 to 31.1)	14.0 (13.7 to 14.3)
AGA	1,286	29.7 (29.5 to 30.0)	14.2 (14.1 to 14.3)	1,160	30.7 (30.4 to 31.0)	14.3 (14.2 to 14.4)
LGA	1,704	30.6 (30.0 to 31.1)	14.5 (14.3 to 14.6)	292	31.7 (31.0 to 32.4)	14.5 (14.3 to 14.7)

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GA: gestational age; FFM: fat-free mass; FFMI: fat-free mass index; SGA: small for GA; AIG: adequate for GA; LGA: large for GA; 95%CI: 95% confidence interval.

^a Parametric heterogeneity test: Anova

Tables 4 and 5 show the differences between the outcomes’ means, according to GA and intrauterine growth, in each sex. After adjusting for confounders, there was no association between GA and any of the outcomes, either in boys or girls (Table 4). Regarding intrauterine growth, LGA boys had a 10.5% higher FMI (p = 0.026) and 0.3 more BMI/age Z-score (p = 0.019) than AGA boys. In girls, there was a trend towards a direct increase in FFMI with intrauterine growth, where LGA girls had 0.3 kg/m²more than AGA girls (p = 0.039) (Table 5).

Table 4. Association between gestational age, body composition and body mass index Z-score for age, at 11 years old, according to sex, in the 2004 Pelotas birth cohort.

GA (Weeks)	FM (kg)^a		FMI (kg/m²)^a		BMI/A (Z-Score)		FFM (kg)		FFMI (kg/m²)

	β (95%CI)		β (95%CI)		β (95%CI)		β (95%CI)		β (95%CI)

	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted
Boys	p < 0.001	p = 0.119^b	p < 0.001	p = 0.415^c	p < 0.001	p = 0.206^d	p < 0.001	p = 0.134^e	p < 0.001	p = 0.228^f
≤ 33	-0.4 (-0.6 to -0.1)	0.0 (-0.3 to 0.1)	-0.3 (-0.5 to -0.1)	0.0 (-0.3 to 0.2)	-0.6 (-1.1 - -0.2)	0.0 (-0.6 to 0.5)	-2.2 (-3.8 -0.7)	-0.7 (-1.3 to -0.1)	-0.4 (-0.8 to 0.1)	-0.3 (-0.6 to 0.0)
34–36	-0.2 (-0.3 to -0.1)	0.0 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	0.0 (-0.2 to 0.0)	-0.5 (-0.7 a -0.2)	-0.2 (-0.5 to 0.0)	-1.3 (-2.0 -0.6)	0.0 (-1.3 to 1.3)	-0.4 (-0.6 -0.2)	0.0 (-0.6 to 0.6)
37–41	ref.	ref.	ref.	ref.	ref..	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.
Girls	p = 0.022	p = 0.983^g	p = 0.070	p = 0.714^h	p = 0.167	p = 0.357ⁱ	p = 0.025	p = 0.574^j	p = 0.831	p = 0.206^k
≤ 33	-0.2 (-0.4 to 0.1)	0.0 (-0.3 to 0.3)	-0.1 (-0.3 to 0.1)	0.0 (-0.3 to 0.3)	-0.1 (-0.6 to 0.4)	0.2 (-0.5 to 0.8)	-1.0 (-2.0 -0.1)	0.3 (-0.5 to 1.0)	0.3 (-0.4 to 0.9)	0.2 (-0.2 to 0.6)
34–36	-0.1 (-0.2 to 0.0)	0.0 (0.1 to 0.1)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	0.0 (-0.1 to 0.2)	-0.2 (-0.5 to 0.0)	0.1 (-0.2 to 0.4)	-1.2 (-3.3 - 0.9)	0.1 (-1.6 to 1.7)	-0.2 (-0.4; 0.1)	0.3 (-0.5 to 1.2)
37–41	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.

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MG: fat mass; FMI: fat mass index; FFM: fat-free mass; FFMI: fat-free mass index; BMI: body mass index for age, in Z-score; 95%CI: 95% confidence interval; ref.: reference.

Note: Linear trend p-values.

^a Logarithmic transformation was performed.

^b Adjusted for family income, schooling, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight, skin color, and height.

^c Adjusted for family income, education, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight and skin color.

^d Adjusted for income, education, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight.

^e Adjusted for schooling, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight, skin color, and height.

^f Adjusted for income, education, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, pre-pregnancy BMI, maternal type of delivery and parity, and adolescent birth weight and skin color.

^g Adjusted for schooling, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight and height.

^h Adjusted for schooling, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight.

ⁱ Adjusted for schooling, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight.

^j Adjusted for education, maternal age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight.

^k Adjusted for smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and maternal parity, and adolescent birth weight and skin color.

Table 5. Association between intrauterine growth, body composition and body mass index Z-score for age, at 11 years old, according to sex , in the 2004 Pelotas birth cohort.

Intrauterine growth	FM (kg)^a		FMI (kg/m²)^a		BMI/A (Z-score)		FFM (kg)		FFMI (kg/m²)

	β (95%CI)		β (95%CI)		β (95%CI)		β (95%CI)		β (95%CI)

	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted	Gross	Adjusted
Boys	p = 0.003	p = 0.083^b	p = 0.003	p = 0.026^c	p < 0.001	p = 0.019^d	p = 0.027	p = 0.356^e	p = 0.020	p = 0.193^f
SGA	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.2 (-0.4 to 0.0)	-0.2 (-0.4 to 0.1)	-0.4 (-1.2 to 0.4)	-0.3 (-0.9 to 0.3)	-0.2 (-0.4 to 0.1)	-0.2 (-0.5 to 0.1)
AGA	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.
LGA	0.1 (0.0 to 0.2)	0.1 (0.0 to 0.2)	0.1 (0.0 to 0.2)	0.1 (0.1 to 0.2)	0.3 (0.1 to 0.5)	0.3 (0.1 to 0.5)	0.8 (0.2 to 1.4)	0.3 (-0.2 to 0.8)	0.3 (0.1 to 0.5)	0.2 (0.0 to 0.4)
Girls	p = 0.005	p = 0.178^g	p = 0.006	p = 0.067^h	p = 0.001	p = 0.050ⁱ	p = 0.018	p = 0.088^j	p = 0.100	p = 0.039^k
SGA	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.1 (-0.2 to 0.0)	-0.3 (-0.5 to 0.0)	0.0 (0.0 to 0.2)	-0.6 (-1.6 to 0.5)	-0.3 (-1.0 to 0.5)	-0.3 (-0.6 to 0.0)	-0.1 (-0.5 to 0.2)
AGA	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.
LGA	0.0 (0.0 to 0.2)	0.0 (0.0 to 0.2)	0.0 (0.0 to 0.1)	0.1 (0.0 to 0.2)	0.2 (0.0 to 0.3)	0.0 (0.0 to 0.0)	1.1 (0.3 to 1.8)	0.6 (0.0 to 1.1)	0.2 (0.0 to 0.5)	0.3 (0.1 to 0.6)

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FM: fat mass; FMI: fat mass index; FFM: fat-free mass; FFMI: fat-free mass index; BMI: body mass index for age, in Z-score; GA: gestational age; SGA: small for GA; AGA: adequate for GA; LGA: large for GA; 95%CI: 95% confidence interval; ref.: reference.

Note: Linear trend p-values.

^a Logarithmic transformation was performed.

^b Adjusted for family income, education, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent’s skin color and height.

^c Adjusted for family income, schooling, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent skin color.

^d Adjusted for family income, schooling, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, pre-pregnancy BMI and maternal parity.

^e Adjusted for family income, schooling, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight, skin condition, and height.

^f Adjusted for family income, schooling, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and type of delivery, and adolescent birth weight and skin color.

^g Adjusted for schooling, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent height.

^h Adjusted for education, age, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, pre-pregnancy BMI, maternal type of delivery and parity, and adolescent’s skin color.

ⁱ Adjusted for maternal education, smoking during pregnancy, weight gain during pregnancy, pre-pregnancy BMI and parity.

^j Adjusted for maternal schooling, age, pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight, skin color, and height.

^k Adjusted for smoking during pregnancy, maternal pre-pregnancy BMI and parity, and adolescent birth weight and skin color.

DISCUSSION

This study analyzed the association of GA and intrauterine growth with body composition in early adolescence, that is, at 11 years of age. After adjusting for confounders, only FMI and BMI/age Z-score were higher among LGA boys compared to AGA ones; and, among girls, only LGA’s FFMI was higher than that of AGA.

The non-association of GA with outcomes is consistent with the findings of other authors^8,9. In the 1993 Pelotas birth cohort, for example, no association was observed between GA and FM, FFM – measured by air displacement plethysmography – or BMI, in both sexes at the end of adolescence, at 18 years of age⁸. Likewise, a case-control study carried out in Spain found no difference in FM and FFM between preterm and full-term infants aged 7 to 11 years, in the control group assessed by DEXA⁹.

On the other hand, in the same cohort, lower values of FM, IMG, FFM and IMLG, measured by air displacement plethysmography, were found in six-year-old boys born between 34 and 36 weeks, compared to full-term boys⁸. Other studies, with participants aged between 8 and 12 years old, in the United Kingdom⁶, and 11 years old, in England⁷, both carried out by DEXA, also identified lower body fat contents among adolescents born preterm^6,7.

The plausibility of the association between preterm birth and lower body fat in childhood and adolescence is based on the fact that the storage of energy – fat and glycogen – of nutrients, in addition to the greater deposition of MG and FFM²⁴, occur mainly in the last trimester of pregnancy. Thus, termination of pregnancy before 37 weeks would lead to a low reserve of energy and nutrients in preterm infants³.

The mechanisms responsible for the difference in the body composition of children born preterm are likely to be multifactorial, such as factors that influence the handling or availability of nutrients, concomitant illnesses such as infection and lung disease, and hormonal influences, for example, the use of post-natal corticosteroids²⁴. Therefore, as suggested by Fewtrell et al.⁶, it is possible that the premature interruption of intrauterine fat deposition in preterm infants has a long-term effect on subsequent body fat gain.

Although evidence on the association between GA and body composition in adolescence is still scarce, studies show lower FM among preterm infants in childhood^6,8and an inversion of the effect of GA on FM in adulthood⁸, so that preterm infants have more FM than full-term infants as adults. This reversal of the effect throughout life may be related to mediating mechanisms, such as education level, alcohol consumption, physical activity and eating habits²⁵.

The interactions between GA and sex for the FFMI and BMI/age Z-score, observed in our study, possibly result from the fact that sexual maturation occurs differently across boys and girls⁴. Pubertal phenomena show variability in terms of age at onset and termination and the speed and magnitude with which they are expressed, which can influence anthropometric and body composition changes that differ in the process of growth and development in adolescence⁴. During this period, in both sexes, there is a significant increase in FM, but in boys, it is slower, being overcome by the gain in FFM⁴.

Regarding intrauterine growth, being born LGA is associated with childhood obesity and metabolic dysfunction in adulthood, both important public health problems in low, medium or high income environments²⁶. It is possible that the higher FMI, BMI/age Z-score and FMI of LGA infants reflect a metabolic pattern, which may contribute to the regulation of childhood metabolism and the long-term risk of obesity²⁶. In addition, genetic factors, the intrauterine environment and the postnatal environment probably act in combination, having a greater influence than fetal weight gain on the risk of later obesity²⁷.

Strengths and Limitations

The strengths of the present study are the use of population data, the low rate of losses or refusals, and the use of air displacement plethysmography, a useful method for assessing body composition in adolescents¹², used to assess body fat (FM and FMI) and FFM (FFM and FFMI). And, in order to facilitate comparability with other studies and the communication of our findings, the BMI/age Z-score was also evaluated.

However, it should be considered that air displacement plethysmography is among the limitations of the research, given that it analyzes body density and body composition measurements through the use of equations whose assumptions may not be applicable to all of the cohort participants²⁸.

In addition, possible survival bias must be considered. The greatest loss to follow-up occurred among individuals born with or less than 33 weeks of GA, and body composition results may have been underestimated, since the small sample size in this group (n = 37 boys and n = 33 girls) reduced the tests’ statistical power to find associations. About 20% of newborns with or less than 33 weeks of GA in the 2004 cohort died before reaching one year of age²⁹. Therefore, body composition results at age 11 could potentially be worse if children born at an earlier GA had survived.

Lastly, other factors can interfere with GA, such as elective cesarean sections and errors in the estimation arising from low-quality or late obstetric ultrasounds, which can overestimate GA in our country by up to 1.8 weeks³⁰.

CONCLUSIONS

Therefore, there was no association between GA and body composition measures at 11 years of age, in either sex. On the other hand, FMI and the BMI/age Z-score were higher in boys born LGA, and FFMI, in girls born LGA, compared to their peers born LGA. However, the long-term consequences of being born LGA are not yet well established in the literature.

Footnotes

Funding: This article was carried out with data from the study “Coorte de Nascimentos de Pelotas, 2004”, conducted by the Postgraduate Program in Epidemiology of the Universidade Federal de Pelotas, with the support of the Brazilian Association of Collective Health (Abrasco). From 2009 to 2013, the 2004 birth cohort was funded by the Wellcome Trust. Previous phases of the study were funded by the World Health Organization (WHO), Support Program for Centers of Excellence (Pronex), National Council for Scientific and Technological Development (CNPq), Brazilian Ministry of Health, and Pastoral da Criança.

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Rev Saude Publica. 2022 Nov 18;56:116. [Article in Portuguese]

Idade gestacional, crescimento intrauterino e composição corporal aos 11 anos de idade

Caroline Cardozo Bortolotto ^I, Iná da Silva dos Santos ^I, Juliana dos Santos Vaz ^I,^II, Alicia Matijasevich ^I,^III

RESUMO

OBJETIVO

Avaliar a associação da idade gestacional (IG) e crescimento intrauterino com a composição corporal aos 11 anos de idade.

MÉTODO

Análise de dados da coorte de nascimentos de Pelotas de 2004, cujos desfechos foram massa gorda (MG, kg), índice de massa gorda (IMG, kg/m²), massa livre de gordura (MLG, kg), índice de massa livre de gordura (IMLG, kg/m²) – medidos por pletismografia por deslocamento de ar –, e índice de massa corporal para idade (IMC/Idade, escore-Z). Sendo as exposições de interesse o índice gestacional (IG) de nascidos com menos de 33 semanas, de 34 a 36 e de 37 a 41, e crescimento intrauterino categorizado em pequeno para a idade gestacional (PIG), adequado (AIG) e grande (GIG). Para comparar médias, utilizou-se análise de variância e, para avaliar a força de associação, regressão linear. As análises foram ajustadas de acordo com variáveis coletadas ao nascer, como renda familiar mensal, características maternas – escolaridade, idade, índice de massa corporal (IMC) pré-gestacional, ganho de peso na gestação, tabagismo na gestação, tipo de parto e paridade – e características dos adolescentes – cor da pele e peso ao nascer. Para análise, o MG e o IMG sofreram transformação logarítmica devido a assimetria dos dados.

RESULTADOS

Foram analisados 3.401 adolescentes, entre meninos e meninas nascidos com menos de 33 semanas, com médias de MG e MLG menores que as dos nascidos(as) a termo. Porém, nas análises ajustadas, não houve associação entre IG e qualquer um dos desfechos em ambos os sexos. Meninos GIG apresentaram IMG 10,5% maior (p = 0,026) e +0,3 escore-Z de IMC/Idade (p = 0,019) em relação aos AIG, e meninas GIG apresentaram +0,3 kg/m² de IMLG (p = 0,039) do que as AIG.

CONCLUSÃO

A IG não se associou à composição corporal aos 11 anos. Entretanto, meninos GIG apresentaram maiores IMG e escore-Z de IMC/Idade e meninas GIG, maior IMLG, quando comparados aos AIG.

Keywords: Desenvolvimento Infantil, Composição Corporal, Idade Gestacional, Pletismografia, Estudos de Coortes

INTRODUÇÃO

A prevalência de excesso de peso em jovens tem aumentado nas últimas décadas. Em 2016, foi estimado que 340 milhões de crianças e adolescentes com idades entre 5 e 19 anos, em todo o mundo, estavam acima do peso ou obesas¹. No Brasil, inquéritos nacionais têm mostrado, nas últimas três décadas, o aumento na incidência de excesso de peso em crianças e adolescentes entre 6 e 19 anos, independentemente da macrorregião ou renda familiar².

De acordo com a “Teoria da origem fetal das doenças” (Developmental Origins of Health and Disease – DoHaD), o excesso de peso e a composição corporal no início da vida estão associados a doenças cardiovasculares e metabólicas na idade adulta³. É entre o final da infância e início da adolescência que ocorre uma grande variação na composição corporal⁴, período considerado crítico para o início do desenvolvimento da obesidade em ambos os sexos⁵, embora a distribuição da gordura no corpo ocorra diferentemente entre meninos e meninas⁴. Nisso, além dos fatores relacionados ao estilo de vida, como hábitos alimentares, atividade física e comportamento sedentário, o papel de fatores biológicos, como a idade gestacional (IG), na ocorrência de excesso de peso na infância e adolescência, também tem sido investigado^6-8.

Estudos longitudinais^7,8 e transversais^6,9 mostram que a associação entre IG e composição corporal, avaliada por métodos indiretos – pletismografia por deslocamento de ar⁷ e densitometria de dupla absorção de raio X - Dexa –^6,8,9, ainda não está bem estabelecida. Enquanto alguns estudos detectaram menores medidas de gordura corporal e massa livre de gordura (MLG) em nascidos a pré-termo – em comparação aos a termo^6,7–, outros não encontraram associação tanto no início da adolescência, aos 11 anos⁹, quanto no fim dela, aos 18 anos⁸.

Além disso, a relação entre IG, crescimento intrauterino e composição do corpo na adolescência é pouco encontrada na literatura. Dessa forma, o objetivo do presente estudo foi investigar a associação da IG e do crescimento intrauterino com a composição corporal em meninos e meninas de 11 anos de idade, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

MÉTODOS

Características da Amostra

A pesquisa se desenvolveu com base na análise de dados da coorte de nascimentos de Pelotas de 2004, cidade com 328.275 habitantes e localizada ao sul do Brasil¹⁰. Nesse ano, foi iniciada uma coorte de nascimentos que incluiu todos os recém-nascidos de partos hospitalares, ocorridos entre primeiro de janeiro e 31 de dezembro, e que acompanhou mães que moravam na área urbana do município e no bairro Jardim América, contíguo a Pelotas mas pertencente ao município vizinho de Capão do Leão. Um total de 4.231 recém-nascidos, ou seja, 99,2% de todos os nascimentos na cidade naquele ano, foram incluídos no estudo, além de entrevistas padronizadas realizadas com as mães durante a estadia no hospital (estudo perinatal) para investigar características socioeconômicas, demográficas e comportamentais. Os recém-nascidos foram examinados nas primeiras 24 horas após o parto pela equipe do estudo, sob a supervisão de um pediatra, sendo acompanhados ao nascer, aos 3, 12, 24 e 48 meses, e aos 6 e 11 anos de idade, com taxas de acompanhamento variando entre 87% e 96% – uma descrição detalhada da metodologia é fornecida em outra publicação¹¹.

Para o atual estudo, foram elegíveis aqueles acompanhados aos 11 anos de idade e que tinham informações suficientes para, pelo menos, um dos índices analisados nesta pesquisa; sendo excluídos os gemelares e os que tinham alguma má formação congênita que pudesse interferir na alimentação e deambulação. Considerando isso, aos 11 anos, dos 4.231 membros da coorte, 567 foram perdidos ou recusaram participar do acompanhamento, 84 eram gemelares e 81 não possuíam dados sobre as variáveis essenciais para a realização da pesquisa. Essas perdas ocorreram, por exemplo, por casos em que o adolescente não conseguia ficar em pé para verificação do peso e altura, medidas essenciais para a pletismografia por deslocamento de ar, ou quando não conseguiam ficar dentro da câmera de ar. Somando-se estes casos aos 98 óbitos ocorridos entre o nascimento e os 11 anos de idade, restaram as 3.401 crianças (80,4% do total) incluídas na presente análise.

Composição Corporal

No acompanhamento feito aos 11 anos, a composição corporal foi avaliada por meio de pletismografia por deslocamento de ar (Bod Pod^®, Cosmed), realizada por técnicos especificamente treinados; um método seguro, rápido e não invasivo, que pode ser aplicado em diferentes grupos populacionais, como obesos, crianças, adultos e idosos¹². A fim de avaliá-la, os participantes permaneceram dentro do dispositivo, uma câmara fechada, por alguns segundos, sem se mover. Para, então, medir com precisão adequada e minimizar as disparidades na medição do volume corporal, foi necessário eliminar o efeito do volume de roupas, cabelos, superfície do corpo e pulmões. Em função disso, foram fornecidos aos participantes conjuntos de touca de borracha – como as de natação –, shorts e camisetas de elastano, feitas especialmente para o estudo. Para predição do volume de gás torácico, foi utilizada uma fórmula com base na idade, sexo e altura do participante¹³ e, para estimar a gordura corporal e a MLG, foi usada a equação de Lohman¹⁴.

Os desfechos deste estudo foram massa gorda (MG) em kg, índice de massa gorda (IMG) em kg/m², MLG em kg, índice de massa livre de gordura (IMLG) em kg/m² e índice de massa corporal (IMC) para idade (em escore-Z). O IMG e IMLG foram calculados a partir da razão, respectivamente, entre a MG (kg) e MLG (kg) e a altura em metros quadrados (m²). O IMC/Idade foi calculado pela razão entre o peso em kg e a altura em m². E os escores-Z de IMC/Idade específicos para sexo e idade, calculados de acordo com as curvas de crescimento publicadas pela Organização Mundial de Saúde (OMS) em 2006¹⁵, usando o software ANTHRO 2007.

O peso foi avaliado por meio da balança de alta precisão (0,01 kg), acoplada ao equipamento BodPod^®; a altura, foi medida duas vezes, utilizando-se estadiômetro de metal Harpenden (Holtain, Crymych, Reino Unido) com altura máxima de 2,06 m e precisão de 1 mm; obtendo-se enfim a média dessas duas medidas. Nos casos em que a diferença entre as duas aferições foi maior que 1 cm, uma terceira medida era realizada.

Idade Gestacional e Crescimento Intrauterino

O algoritmo proposto pelo National Center for Health Statistics (NCHS)¹⁶ foi utilizado para estimar a IG ao nascimento, baseada na data da última menstruação (DUM) – sempre que consistente com o peso, comprimento e perímetro cefálico ao nascer, de acordo com as curvas padrão desses parâmetros para cada semana de IG¹⁷. Caso a estimativa fosse desconhecida ou inconsistente, estimou-se a maturidade clínica baseada no método de Dubowitz¹⁸_. Nessa análise, os participantes nascidos antes das 37 semanas de gestação foram classificados como prematuros. Assim, a IG foi categorizada em três grupos: os que nasceram com menos de 33 semanas, que incluem os moderadamente prematuros, muito prematuros e extremamente prematuros; os de 34 a 36 semanas, os prematuros tardios; e os de 37 a 41semanas os recém-nascidos a termo¹⁹.

O crescimento intrauterino foi definido de acordo com os parâmetros do INTERGROWTH-21²⁰, que incluem o peso ao nascer conforme a IG e sexo e a classificação dos participantes em pequenos para a idade gestacional (PIG; peso ao nascer menor que 10%), adequado para a idade gestacional (AIG; peso ao nascer entre 10% e 90%) e grande para a idade gestacional (GIG; peso ao nascer maior que 90%). O peso ao nascer foi coletado usando balanças pediátricas eletrônicas (Harpenden@) com uma precisão de 10g, verificada diariamente pela equipe de pesquisa, sendo considerados de baixo peso ao nascer (BPN) aqueles com menos de 2.500g.

Potenciais Fatores de Confusão

As variáveis de ajuste foram definidas de acordo com um modelo conceitual criado pelos autores, com base na literatura²¹. Sendo assim, a renda familiar foi obtida pela soma das rendas das pessoas que moravam na mesma casa, no mês anterior à entrevista perinatal, e posteriormente dividida em quintis (Q1, para famílias com menor renda, e Q5, para famílias com maior renda)²².

Já as características maternas, obtidas na entrevista perinatal, incluíram a escolaridade, coletada em anos completos com aprovação e classificada em grupos de 0 a 4 anos, de 5 a 8, de 9 a 11 e maior ou igual a 12 anos; idade em anos completos, categorizada em menor de 20 anos, de 20 a 34, e maior ou igual a 35 anos; tabagismo, se fumavam pelo menos um cigarro por dia, todos os dias, em qualquer trimestre da gestação; tipo de parto, se normal ou cesariana, extraído dos registros hospitalares; paridade, ou seja, número de nascimentos vivos ou mortos, categorizada em 0, 1, 2, 3 e maior ou igual a 4; peso no início e final da gestação, extraído da Carteira da Gestante, sendo o último registro considerado o peso final, ou, quando não disponível, o relato da mãe; ganho de peso na gestação, calculado pela diferença entre os pesos final e inicial; IMC pré-gestacional, classificado como baixo peso (≤ 18,49 kg/m²), adequado (18,5–24,9 kg/m²), sobrepeso (25,0–29,9 kg/m²) ou obesidade (≥ 30 kg/m²)²³; e a altura materna, medida no domicílio pela equipe de pesquisa, nos acompanhamentos realizados três meses após o parto.

Por fim, a informação sobre o sexo do adolescente foi coletada direto do prontuário médico de nascimento; e a cor da sua pele, autorreferida pela mãe como branca, parda – ou morena –, preta ou outra, informação obtida nos acompanhamentos feitos aos seis anos de idade. Para as meninas, no acompanhamento dos 11 anos foi perguntado se já haviam tido a menarca. Vale ressaltar ainda que, por apenas 182 mães relatarem cor da pele como “outra”, acabamos agrupando esses adolescentes na categoria “parda”, para fins de análise.

Análises Estatísticas

As análises estatísticas foram realizadas utilizando-se Stata versão 16.0 (Stata Corp., College Station, EUA). Após descrevida a amostra do acompanhamento aos 11 anos de idade, foram descritos as médias e os intervalos de confiança de 95% (IC95%) de MG, IMG, MLG, IMLG e escore-Z de IMC/Idade, de acordo com a IG e o crescimento intrauterino, separando-se por sexo; para comparar as médias, usou-se a análise de variância (Anova).

Como 251 meninas (15,4%) já haviam tido a menarca, foram realizadas análises para investigar a existência de interação entre a IG e o histórico de menarca sobre os desfechos. Como não houve evidência estatística de interação, todas as meninas foram incluídas nas análises, independentemente do histórico de menarca. Entretanto, houve interação (p < 0,20) entre IG e sexo sobre os desfechos IMLG (p = 0,145) e escore-Z de IMC/Idade (p = 0,092), fazendo com que todas as análises fossem estratificadas por sexo.

A força de associação entre as variáveis independentes e os desfechos foi verificada por regressão linear, através dos coeficientes beta (β) e IC95%; os dados de MG e IMG sofreram transformação logarítmica, por apresentarem distribuição assimétrica; e os coeficientes beta das análises bruta e ajustada são mostrados em sua forma exponencial. Assim, as análises ajustadas foram hierarquizadas, sendo o primeiro nível composto pelas escolaridade e idade maternas e pela renda familiar; o segundo nível, por IMC pré-gestacional, tabagismo na gravidez, ganho de peso na gestação, tipo de parto e paridade; e o terceiro, pela cor da pele do adolescente e peso ao nascer.

A altura atual foi incluída no quarto nível, mas como ela é utilizada na construção do IMG, IMLG e IMC, nas análises para esses desfechos, a altura não foi incluída como um potencial fator de confusão. Da mesma forma, quando a exposição de interesse era o crescimento intrauterino, o peso ao nascer não foi incluído como fator de confusão nos modelos ajustados. Logo, em cada nível, o valor de p foi verificado, sendo removidas as variáveis com o maior valor de p, uma a uma, do modelo de análise. No entanto, foram mantidas na análise, para controle de possíveis efeitos de confusão, as variáveis associadas ao desfecho com valor de p < 0,20. Ao decorrer disso, foi assumido um nível de significância igual a 5% nas análises estatísticas.

Aspectos Éticos

Todos os acompanhamentos da coorte de nascimentos de Pelotas de 2004 foram aprovados pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade de Medicina da Universidade Federal de Pelotas, afiliado à Comissão Nacional de Ética em Pesquisa (CONEP). Sendo assim, os pais ou responsáveis legais pelas crianças deram consentimento por escrito em cada acompanhamento e foi obtido, também por escrito, o assentimento dos participantes com pelo menos 11 anos de idade (ofício número 889.753).

RESULTADOS

Na amostra analisada (n = 3.401), 51,7% (n = 1.757) dos participantes eram meninos, sendo cerca de 45% (n = 1.523) nascidos por cesariana, 13,5% (n = 430), pré-termo, e 8,5% (n = 280), PIG (Tabela 1). Em relação às variáveis maternas, a maioria das mães estudaram entre 5 e 8 anos (41,2%) e tinham idades entre 20 e 34 anos (67%). 25,3% delas estavam com sobrepeso e 11,5%, com obesidade. Além disso, a prevalência de tabagismo materno na gestação foi de 26,9%, e ganharam em média 10,5 kg durante a gestação (DP = 5,6).

Tabela 1. Características das mães e dos participantes da coorte de nascimentos de Pelotas de 2004, ao nascer, acompanhados aos 11 anos de idade.

Características	Incluídos na análise n = 3.401

	(n = 3.371)	%
Escolaridade materna (anos completos)^a
0–4	497	14,7
5–8	1.387	41,2
9–11	1.162	34,5
≥ 12	325	9,6
Idade materna (anos)	(n = 3.399)
< 20	648	19,1
20–34	2.279	67,0
≥ 35	472	13,9
IMC pré–gestacional	(n = 2.407)
Baixo peso (≤ 18.49 kg/m²)	91	3,8
Adequado (18,5–24,9 kg/m²)	1.432	59,4
Sobrepeso (25,0–29,9 kg/m²)	608	25,3
Obesidade (≥ 30 kg/m²)	276	11,5
Tabagismo na gestação	(n = 1.757)
Não	2.487	73,1
Sim	914	26,9
Tipo de parto	(n = 1.878)
Normal	1.878	55,2
Cesariana	1.523	44,8
Paridade (número de filhos nascidos vivos ou mortos)	(n = 3.400)
1	1.345	39,6
2	919	27,0
3	539	15,9
≥ 4	597	17,6
Ganho de peso na gestação (kg)	(n = 3.310)
(média, DP)	10,5 (5,6)	-
Renda familiar (quintis)	(n = 3.401)
Q1 (menor renda)	657	19,3
Q2	682	20,1
Q3	680	20,0
Q4	730	21,5
Q5 (maior renda)	652	19,2
Cor da pele	(n = 3.384)
Branca	2.287	67,6
Parda	677	20,0
Preta	420	12,4
Peso ao nascer (g)	(n = 3.401)
< 2.500 (baixo peso)	260	7,6
2.500–2.999	832	24,5
3.000–3.499	1.369	40,3
3.500–3.999	768	22,6
≥ 4.000	172	5,1
IG (semanas)	(n = 3.186)
≤ 33	71	2,2
34–36	359	11,3
37–41	2.756	86,5
Crescimento intrauterino	(n = 3.294)
PIG	280	8,5
AIG	2.446	74,3
GIG	568	17,2

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DP: desvio-padrão, IMC: índice de massa corporal, IG: idade gestacional, PIG: pequeno para IG, AIG: adequado para idade gestacional, GIG: grande para idade gestacional.

A Tabela 2 mostra as medianas de MG e IMG e médias de escore-Z de IMC/Idade, com os respectivos IC95%, conforme as exposições de interesse e separadamente para meninos e meninas. Quanto à IG, as menores médias e medianas foram observadas entre os prematuros, em comparação aos a termo. Os meninos nascidos com ou menos de 33 semanas apresentaram medianas de MG e IMG, 6,1 kg e 3,3 kg/m² menores, respectivamente, do que os nascidos a termo (p < 0,001 e p < 0,001). Nas meninas, apenas a MG foi diferente entre as categorias de IG, sendo as medianas das nascidas com ou menos de 33 e com 34 a 36 semanas, 7,6 kg e 9,2 kg menores, também respectivamente, em comparação às nascidas a termo (p = 0,024). O escore-Z de IMC/Idade foi estatisticamente diferente somente entre os meninos, sendo 0,3 ponto menor entre os nascidos com ou menos de 33 semanas, em relação aos nascidos a termo (p < 0,001).

Tabela 2. Medidas de tendência central da MG, IMG e IMC para idade (escore-Z), aos 11 anos, conforme o sexo, idade gestacional e crescimento intrauterino, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

Variável	Meninos				Meninas

	Total	MG (kg)	IMG (kg/m²)	IMC/I (escore-Z)	Total	MG (kg)	IMG (kg/m²)	IMC/I (escore-Z)

	n	Mediana (IC95%)	Mediana (IC95%)	Mediana (IC95%)	n	Mediana (IC95%)	Mediana (IC95%)	Mediana (IC95%)
IG		9,6 (3,0 a 26,5)	4,5 (1,6 a 11,5)	0,8 (0,7 a 0,9)		10,0 (3,8 a 27,1)	4,6 (1,9ª 11,9)	0,7 (0,6 a 0,7)
(semanas)		p < 0,001^a	p < 0,001^a	p < 0,001^b		p = 0,024^a	p = 0,082^a	p = 0,167^b
≤ 33	38	6,1 (1,9 a 40,3)	3,3 (1,0 a 14,9)	0,3 (- 0,3 a 0,8)	33	7,6 (3,8 a 20,1)	4,0 (1,9 a 9,4)	0,6 (0,2 a 1,0)
34–36	187	7,6 (2,8 a 24,4)	3,7 (1,5 a 10,4)	0,4 (0,2 a 0,7)	172	9,2 (3,0 a 24,8)	4,3 (1,4 a 10,4)	0,5 (0,3 a 0,7)
37–41	1.425	10,1 (3,1 a 26,5)	4,7 (1,6 a 11,5)	0,9 (0,8 a 1,0)	1.331	10,2 (3,9 a 28,1)	4,7 (1,9 a 12,1)	0,7 (0,6 a 0,8)
Crescimento intrauterino		p = 0,028^a	p = 0,021^a	p < 0,001^b		p = 0,004^a	p = 0,006^a	p = 0,001^b
PIG	142	8,1 (2,9 a 21,9)	3,9 (1,6 a 9,5)	0,5 (0,3 a 0,7)	138	8,9 (2,9 a 20,9)	4,1 (1,5 a 9,1)	0,3 (0,1 a 0,5)
AIG	1.286	9,1 (2,9 a 23,7)	4,4 (1,5 a 10,6)	0,7 (0,6 a 0,8)	1.160	9,7 (3,8 a 24,2)	4,5 (1,9 a 10,7)	0,6 (0,5 a 0,7)
GIG	1.704	10,7 (3,1 a 25,3)	5,0 (1,6 a 11,1)	1,0 (0,8 a 1,2)	292	10,7 (3,8 a 25,4)	4,8 (1,9 a 11,1)	0,7 (0,6 a 0,9)

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MG: massa gorda; IMG: índice de massa gorda; IMC/I: Índice de Massa Corporal para idade, em escore-Z; IG: idade gestacional; PIG: pequeno para IG; AIG: adequado para IG; GIG: grande para IG; IC95%: Intervalo de confiança de 95%.

^a Teste de heterogeneidade não paramétrico Kruskal-Wallis.

^b Teste de heterogeneidade paramétrico Anova.

Quanto ao crescimento intrauterino, em ambos os sexos, houve menores médias de escore-Z de IMC/Idade e menores medianas de MG e IMG nos nascidos PIG, em comparação aos AIG. Os meninos PIG apresentaram, em média, menos 0,3 escore-Z de IMC/Idade e menos 8,1 kg e 3,9 kg/m², respectivamente, nas medianas de MG e IMG, em comparação aos AIG. Entre as meninas PIG, a média de escore-Z de IMC foi 0,3 ponto menor e as medianas de MG e IMG, 8,9 kg e 4,1 kg/m² menores, respectivamente, do que entre as nascidas AIG (Tabela 2).

Em relação à MLG, as médias de MLG e IMLG foram menores nos meninos nascidos prematuros em relação aos a termo. Por um lado, os meninos nascidos com ou menos de 33 semanas tiveram, em média, menos 2,2 kg de MLG do que os nascidos a termo, e o IMLG dos meninos nascidos pré-termo foi 0,4 kg/m² menor em relação aos nascidos a termo. Por outro, nas meninas apenas se observou diferenças para MLG, tendo as nascidas com ou menos de 33 semanas, em média, menos 1,2 kg do que as nascidas a termo. Os meninos e meninas nascidos PIG tiveram, respectivamente, menos 0,3 kg e menos 0,6 kg de MLG, em relação aos AIG do mesmo sexo, e o IMLG dos meninos PIG foi 0,2 kg/m²menor do que o dos nascidos a termo (Tabela 3).

Tabela 3. Medidas de tendência central da MLG e IMLG, aos 11 anos de idade, conforme o sexo, idade gestacional e crescimento intrauterino, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

Variável	Meninos			Meninas

	Total	MLG (kg)	IMLG (kg/m²)	Total	MLG (kg)	IMLG (kg/m²)

	n	Média (IC95%)	Média (IC95%)	n	Média (IC95%)	Média (IC95%)
IG		30,0 (29,8 a 30,2)	14,3 (14,2 a 14,3)		31,1 (30,8 a 31,4)	14,4 (14,3 a 14,4)
(semanas)		p < 0,001^a	p = 0,001^a		p = 0,025^a	p = 0,413^a
≤ 33	38	28,1 (26,0 a 29,5)	13,9 (13,5 a 14,4)	33	30,1 (28,1 a 32,1)	14,6 (13,9 a 15,3)
34–36	187	29,0 (28,3 a 29,7)	13,9 (13,7 a 14,2)	172	30,2 (29,4 a 31,1)	14,2 (14,0 a 14,5)
37–41	1.425	30,3 (30,0 a 30,5)	14,3 (14,2 a 14,4)	1.331	31,3 (30,9 a 31,6)	14,4 (14,3 a 14,5)
Crescimento intrauterino		p = 0,027^a	p = 0,020^a		p = 0,018^a	p = 0,100^a
PIG	142	29,4 (28,6 a 30,1)	14,0 (13,8 a 14,2)	138	30,1 (29,1 a 31,1)	14,0 (13,7 a 14,3)
AIG	1.286	29,7 (29,5 a 30,0)	14,2 (14,1 a 14,3)	1.160	30,7 (30,4 a 31,0)	14,3 (14,2 a 14,4)
GIG	1.704	30,6 (30,0 a 31,1)	14,5 (14,3 a 14,6)	292	31,7 (31,0 a 32,4)	14,5 (14,3 a 14,7)

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IG: idade gestacional; MLG: massa livre de gordura; IMLG: índice de massa livre de gordura; PIG: pequeno para IG; AIG: adequado para IG; GIG: grande para IG; IC95%: Intervalo de confiança de 95%.

^a Teste de heterogeneidade paramétrico: Anova

As Tabelas 4 e 5 apresentam as diferenças entre as médias dos desfechos, de acordo com a IG e o crescimento intrauterino, conforme o sexo. Após ajuste para fatores de confusão, não foi observada associação entre IG e qualquer um dos desfechos, tanto em meninos quanto em meninas (Tabela 4). Em relação ao crescimento intrauterino, meninos nascidos GIG apresentaram IMG 10,5% maior (p = 0,026) e mais 0,3 escore-Z de IMC/Idade (p = 0,019), em relação aos AIG. Nas meninas, houve uma tendência de aumento direto do IMLG com o crescimento intrauterino, tendo as nascidas GIG mais 0,3 kg/m², em comparação às AIG (p = 0,039) (Tabela 5).

Tabela 4. Associação entre idade gestacional, composição corporal e escore-Z de índice de massa corporal para idade, aos 11 anos, conforme o sexo, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

IG (semanas)	MG (kg)^a		IMG (kg/m²)^a		IMC/I (escore-Z)		MLG (kg)		IMLG (kg/m²)

	β (IC95%)		β (IC95%)		β (IC95%)		β (IC95%)		β (IC95%)

	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada
Meninos	p < 0,001	p = 0,119^b	p < 0,001	p = 0,415^c	p < 0,001	p = 0,206^d	p < 0,001	p = 0,134^e	p < 0,001	p = 0,228^f
≤ 33	-0,4 (-0,6 a -0,1)	0,0 (-0,3 a 0,1)	-0,3 (-0,5 a -0,1)	0,0 (-0,3 a 0,2)	-0,6 (-1,1 - -0,2)	0,0 (-0,6 a 0,5)	-2,2 (-3,8 -0,7)	-0,7 (-1,3 a -0,1)	-0,4 (-0,8 a 0,1)	-0,3 (-0,6 a 0,0)
34–36	-0,2 (-0,3 a -0,1)	0,0 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	0,0 (-0,2 a 0,0)	-0,5 (-0,7 a -0,2)	-0,2 (-0,5 a 0,0)	-1,3 (-2,0 -0,6)	0,0 (-1,3 a 1,3)	-0,4 (-0,6 -0,2)	0,0 (-0,6 a 0,6)
37–41	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.
Meninas	p = 0,022	p = 0,983^g	p = 0,070	p = 0,714^h	p = 0,167	p = 0,357ⁱ	p = 0,025	p = 0,574^j	p = 0,831	p = 0,206^k
≤ 33	-0,2 (-0,4 a 0,1)	0,0 (-0,3 a 0,3)	-0,1 (-0,3 a 0,1)	0,0 (-0,3 a 0,3)	-0,1 (-0,6 a 0,4)	0,2 (-0,5 a 0,8)	-1,0 (-2,0 -0,1)	0,3 (-0,5 a 1,0)	0,3 (-0,4 a 0,9)	0,2 (-0,2 a 0,6)
34–36	-0,1 (-0,2 a 0,0)	0,0 (0,1 a 0,1)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	0,0 (-0,1 a 0,2)	-0,2 (-0,5 a 0,0)	0,1 (-0,2 a 0,4)	-1,2 (-3,3 - 0,9)	0,1 (-1,6 a 1,7)	-0,2 (-0,4; 0,1)	0,3 (-0,5 a 1,2)
37–41	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.

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ref.: referência

Valores p de tendência linear.

^a Foi realizada transformação logarítmica; MG: massa gorda; IMG: índice de massa gorda; MLG: massa livre de gordura; IMLG: índice de massa livre de gordura; IMC: Índice de Massa Corporal para idade, em escore-Z; IC95%: Intervalo de confiança de 95%; ^b Ajustado para renda familiar, escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer, cor da pele e altura do adolescente. ^c Ajustado para renda familiar, escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer e cor da pele do adolescente. ^d Ajustado para renda, escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos e peso ao nascer do adolescente. ^e Ajustado para escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer, cor da pele e altura do adolescente. ^f Ajustado para renda, escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional, tipo de parto e paridade maternos, e peso ao nascer e cor da pele do adolescente. ^g Ajustado para escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer e altura do adolescente. ^h Ajustado para escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer do adolescente. ⁱ Ajustado para escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer do adolescente. ^j Ajustado para escolaridade, idade da mãe, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer do adolescente. ^k Ajustado para tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC materno pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer e cor da pele do adolescente.

Tabela 5. Associação entre crescimento intrauterino, composição corporal e escore-Z de índice de massa corporal para idade, aos 11 anos, conforme o sexo, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

Crescimento intrauterino	MG (kg)^a		IMG (kg/m²)^a		IMC/I (escore-Z)		MLG (kg)		IMLG (kg/m²)

	β (IC95%)		β (IC95%)		β (IC95%)		β (IC95%)		β (IC95%)

	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada	Bruta	Ajustada
Meninos	p = 0,003	p = 0,083^b	p = 0,003	p = 0,026^c	p < 0,001	p = 0,019^d	p = 0,027	p = 0,356^e	p = 0,020	p = 0,193^f
PIG	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,2 (-0,4 a 0,0)	-0,2 (-0,4 a 0,1)	-0,4 (-1,2 a 0,4)	-0,3 (-0,9 a 0,3)	-0,2 (-0,4 a 0,1)	-0,2 (-0,5 a 0,1)
AIG	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.
GIG	0,1 (0,0 a 0,2)	0,1 (0,0 a 0,2)	0,1 (0,0 a 0,2)	0,1 (0,1 a 0,2)	0,3 (0,1 a 0,5)	0,3 (0,1 a 0,5)	0,8 (0,2 a 1,4)	0,3 (-0,2 a 0,8)	0,3 (0,1 a 0,5)	0,2 (0,0 a 0,4)
Meninas	p = 0,005	p = 0,178^g	p = 0,006	p = 0,067^h	p = 0,001	p = 0,050ⁱ	p = 0,018	p = 0,088^j	p = 0,100	p = 0,039^k
PIG	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,1 (-0,2 a 0,0)	-0,3 (-0,5 a 0,0)	0,0 (0,0 a 0,2)	-0,6 (-1,6 a 0,5)	-0,3 (-1,0 a 0,5)	-0,3 (-0,6 a 0,0)	-0,1 (-0,5 a 0,2)
AIG	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.	ref.
GIG	0,0 (0,0 a 0,2)	0,0 (0,0 a 0,2)	0,0 (0,0 a 0,1)	0,1 (0,0 a 0,2)	0,2 (0,0 a 0,3)	0,0 (0,0 a 0,0)	1,1 (0,3 a 1,8)	0,6 (0,0 a 1,1)	0,2 (0,0 a 0,5)	0,3 (0,1 a 0,6)

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ref.: referência. Valores p de tendência linear. ^a Foi realizada transformação logarítmica; MG: massa gorda; IMG: índice de massa gorda; MLG: massa livre de gordura; IMLG: índice de massa livre de gordura; IMC: Índice de Massa Corporal para idade, em escore-Z; IG: idade gestacional; PIG: pequeno para IG; AIG: adequado para IG; GIG: grande para IG; IC95%: Intervalo de confiança de 95%; ^b Ajustado para renda familiar, escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e cor da pele e altura do adolescente. ^c Ajustado para renda familiar, escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e cor da pele do adolescente. ^d Ajustado para renda familiar, escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos. ^e Ajustado para renda familiar, escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer, corda pele e altura do adolescente. ^f Ajustado para renda familiar, escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e tipo de parto maternos, e peso ao nascer e cor da pele do adolescente. ^g Ajustado para escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e altura do adolescente. ^h Ajustado para escolaridade, idade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional, tipo de parto e paridade maternos, e cor da pele do adolescente. ⁱ Ajustado para escolaridade, tabagismo na gestação, ganho de peso na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos. ^j Ajustado para escolaridade, idade, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer, cor de pele e altura do adolescente. ^k Ajustado para tabagismo na gestação, IMC pré-gestacional e paridade maternos, e peso ao nascer e cor da pele do adolescente.

DISCUSSÃO

Este estudo analisou a associação da IG e do crescimento intrauterino com a composição corporal no início da adolescência, ou seja, aos 11 anos de idade. Após ajustes para fatores de confusão, apenas o IMG e escore-Z de IMC/Idade foram maiores entre meninos nascidos GIG, em comparação aos AIG; e, entre as meninas, apenas o IMLG das nascidas GIG foi mais elevado do que o das AIG.

A não associação verificada da IG com os desfechos é consistente com os achados de outros autores^8,9. Na coorte de nascimentos de Pelotas de 1993, por exemplo, não foi observada associação entre IG e MG, MLG – mensurados pela pletismografia de deslocamento de ar – ou IMC, em ambos os sexos ao final da adolescência, aos 18 anos de idade⁸. Da mesma forma, um estudo de caso-controle, realizado na Espanha, não encontrou diferença nas MG e MLG entre os nascidos pré-termo e a termo de sete a 11 anos, grupo controle avaliado pelo Dexa⁹.

Em contrapartida, na mesma coorte, foram verificados menores valores de MG, IMG, MLG e IMLG, medidos por pletismografia por deslocamento de ar, nos meninos de seis anos de idade nascidos entre 34 e 36 semanas, isso em comparação aos a termo⁸. Outros estudos, com participantes de 8 a 12 anos de idade, no Reino Unido⁶, e de 11 anos, na Inglaterra⁷, ambos realizados pelo Dexa, também identificaram menores conteúdos de gordura corporal entre adolescentes nascidos pré-termo^6,7.

A plausibilidade da associação entre nascimento pré-termo e menor gordura corporal na infância e adolescência baseia-se no fato de que o armazenamento de energia – gordura e glicogênio –, de nutrientes, além da maior deposição de MG e MLG²⁴, ocorrem principalmente no último trimestre da gestação. Desse modo, a interrupção da gestação antes das 37 semanas levaria a uma baixa reserva de energia e nutrientes nos nascidos prematuros³.

Os mecanismos responsáveis pela diferença na composição do corpo de crianças nascidas prematuras são provavelmente multifatoriais, como fatores que influenciam o manuseio ou a disponibilidade de nutrientes, doenças concomitantes, como infecção e doenças pulmonares, e influências hormonais, por exemplo, o uso de corticosteroides pós-natais²⁴. Logo, como sugerido por Fewtrell et al.⁶, é possível que a interrupção prematura da deposição de gordura intraútero nos nascidos pré-termo tenha efeito de longo prazo no ganho subsequente de gordura corporal.

Embora a evidência sobre a associação entre IG e composição do corpo na adolescência ainda seja escassa, estudos mostram menor MG entre os pré-termo na infância^6,8 e uma inversão do efeito da IG sobre a MG na idade adulta⁸, de modo que os nascidos prematuros apresentam mais MG em relação aos nascidos a termo quando adultos. Essa inversão de efeito ao longo da vida pode estar relacionada a mecanismos mediadores, como o nível de escolaridade, o consumo de álcool, atividade física e hábitos alimentares²⁵.

As interações entre IG e sexo para o IMLG e escore-Z de IMC/Idade, observadas em nosso estudo, possivelmente decorrem do fato de que a maturação sexual ocorre de forma diferente entre meninos e meninas⁴. Os fenômenos puberais apresentam variabilidade quanto às idades de início e término e à velocidade e magnitude com que se expressam, o que pode influenciar as mudanças antropométricas e de composição corporal que se diferenciam no processo de crescimento e desenvolvimento da adolescência⁴. Nesse período, em ambos os sexos ocorre significativo aumento da MG, mas, nos meninos, ele é mais lento, sendo superado pelo ganho em MLG⁴.

Em relação ao crescimento intrauterino, nascer GIG está associado à obesidade infantil e disfunção metabólica na idade adulta, ambos importantes problemas de saúde pública, em ambientes de baixa, média ou alta renda²⁶. É possível que os maiores IMG, escore-Z de IMC/Idade e IMLG dos nascidos GIG reflitam um padrão metabólico, podendo contribuir para a regulação do metabolismo na infância e o risco de obesidade a longo prazo²⁶. Além disso, fatores genéticos, o ambiente intraútero e o ambiente pós-natal provavelmente atuam em combinação, tendo maior influência do que o ganho de peso fetal, no risco de obesidade posterior²⁷.

Pontos Fortes e Limitações

Os pontos fortes do presente estudo estão no uso de dados populacionais, na baixa taxa de perdas ou recusas e no uso de pletismografia por deslocamento de ar, um método proveitoso para a avaliação da composição corporal em adolescentes¹², utilizado na avaliação da gordura corporal (MG e IMG) e da MLG (MLG e IMLG). E, visando facilitar a comparabilidade com outros estudos e a comunicação de nossos achados, também foi avaliado o escore-Z de IMC/Idade.

Contudo, deve-se considerar que a pletismografia por deslocamento de ar está entre as limitações da pesquisa, haja vista que ela analisa a densidade corporal e as medidas de composição corporal por meio do uso de equações cujos pressupostos podem não ser aplicáveis a todos os participantes da coorte²⁸.

Além disso, o possível viés de sobrevivência deve ser considerado. A maior perda de acompanhamento ocorreu entre os indivíduos nascidos com ou menos de 33 semanas de IG, podendo estar subestimados os resultados de composição corporal, visto que o pequeno tamanho amostral nesse grupo (n = 37 meninos e n = 33 meninas) reduziu o poder estatístico dos testes para encontrar associações. Cerca de 20% dos recém-nascidos com ou menos de 33 semanas de IG da coorte de 2004 morreram antes de completar um ano de idade²⁹. Logo, resultados da composição corporal aos 11 anos poderiam ser potencialmente piores, se crianças nascidas em IG mais precoces tivessem sobrevivido.

Em último lugar, outros fatores podem interferir na IG, como cesarianas eletivas e erros na estimativa oriunda de ultrassons obstétricos de baixa qualidade ou realizados tardiamente, os quais podem superestimar a IG em nosso meio em até 1,8 semana³⁰.

CONCLUSÕES

Portanto, não houve associação entre a IG e as medidas de composição corporal aos 11 anos, em ambos os sexos. Já o IMG e o escore-Z de IMC/Idade foram maiores nos meninos nascidos GIG, e o IMLG, nas meninas nascidas GIG, em comparação a seus pares nascidos AIG. Contudo, as consequências a longo prazo por se nascer GIG ainda não estão bem estabelecidas na literatura.

Footnotes

Financiamento: Este artigo foi realizado com dados do estudo “Coorte de Nascimentos de Pelotas, 2004”, conduzidos pelo Programa de Pós-graduação em Epidemiologia da Universidade Federal de Pelotas, com o apoio da Associação Brasileira de Saúde Coletiva (Abrasco). De 2009 a 2013, a coorte de nascimentos de 2004 foi financiada pelo Wellcome Trust. Fases anteriores do estudo foram financiadas pela Organização Mundial de Saúde (OMS), Programa de Apoio a Núcleos de Excelência (Pronex), Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq), Ministério da Saúde e Pastoral da Criança.

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PERMALINK

Gestational age, intrauterine growth and body composition at 11 years of age

Caroline Cardozo Bortolotto

Iná da Silva dos Santos

Juliana dos Santos Vaz

Alicia Matijasevich

Roles

ABSTRACT

OBJETIVE

METHOD

RESULTS

CONCLUSION

INTRODUCTION

METHODS

Sample Characteristics

Body Composition

Gestational Age and Intrauterine Growth

Potential Confounders

Statistical Analysis

Ethical Aspects

RESULTS

Table 1. Characteristics of mothers and participants in the 2004 Pelotas birth cohort, at birth, followed up at 11 years of age.

Table 2. Measures of central tendency of FM, FMI and BMI for age (Z-score) at 11 years, according to sex, gestational age and intrauterine growth, in the 2004 Pelotas birth cohort.

Table 3. Measures of central tendency of FFM and FFMI, at 11 years of age, according to sex, gestational age and intrauterine growth, in the 2004 Pelotas birth cohort.

Table 4. Association between gestational age, body composition and body mass index Z-score for age, at 11 years old, according to sex, in the 2004 Pelotas birth cohort.

Table 5. Association between intrauterine growth, body composition and body mass index Z-score for age, at 11 years old, according to sex , in the 2004 Pelotas birth cohort.

DISCUSSION

Strengths and Limitations

CONCLUSIONS

Footnotes

REFERENCES

Idade gestacional, crescimento intrauterino e composição corporal aos 11 anos de idade

Caroline Cardozo Bortolotto

Iná da Silva dos Santos

Juliana dos Santos Vaz

Alicia Matijasevich

Roles

RESUMO

OBJETIVO

MÉTODO

RESULTADOS

CONCLUSÃO

INTRODUÇÃO

MÉTODOS

Características da Amostra

Composição Corporal

Idade Gestacional e Crescimento Intrauterino

Potenciais Fatores de Confusão

Análises Estatísticas

Aspectos Éticos

RESULTADOS

Tabela 1. Características das mães e dos participantes da coorte de nascimentos de Pelotas de 2004, ao nascer, acompanhados aos 11 anos de idade.

Tabela 2. Medidas de tendência central da MG, IMG e IMC para idade (escore-Z), aos 11 anos, conforme o sexo, idade gestacional e crescimento intrauterino, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

Tabela 3. Medidas de tendência central da MLG e IMLG, aos 11 anos de idade, conforme o sexo, idade gestacional e crescimento intrauterino, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

Tabela 4. Associação entre idade gestacional, composição corporal e escore-Z de índice de massa corporal para idade, aos 11 anos, conforme o sexo, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

Tabela 5. Associação entre crescimento intrauterino, composição corporal e escore-Z de índice de massa corporal para idade, aos 11 anos, conforme o sexo, na coorte de nascimentos de Pelotas de 2004.

DISCUSSÃO

Pontos Fortes e Limitações

CONCLUSÕES

Footnotes

ACTIONS

PERMALINK

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