Je ne peux pas commenter sur la façon dont l'ACF (2011) table a été fait. L'administrateur du forum devrait demander à ACF pour commenter. Avez-vous vérifié les tableaux clinique d'utilisation publiées sur le site de l'OMS? Je vous suggère d'utiliser les tableaux de l'OMS (si vous devez utiliser WHZ plutôt que MUAC).

Que «la discrimination contre les enfants de sexe féminin" est une chose étrange puisque ce ne devrait pas être un problème avec une référence bien construit (WGS a, OMI, les limites mais il est bien construit référence). Je pense que cela reflète une croyance (pas nécessairement prouvé) que la prévalence de SAM doit être le même pour les filles et les garçons et nous devons faire ce vrai par la construction d'un biais pro-femme. Je ne pense pas une bonne chose à faire.

Quant à (2) ... il est de pratique courante de mesurer ces enfants jeunes et les petits en utilisant des échelles de pédiatrie qui ont tendance à donner des mesures plus fines (par exemple à 20 g) que les échelles suspendues (qui luttent pour donner 100 g). Je pense que vous pouvez simplifier la table en supprimant les lignes avec une précision fallacieuse.

Je espère que cela est d'une certaine utilité.

Bonjour,

Nous avons contacté ACF qui ont répondu:
Nous (équipe de santé et de nutrition dans ACF France) vérifié la table Z-score unisexe utilisé dans des protocoles ACF visée à la question, ce qui est exactement la même que la table mixte OMS WHZ - il semblerait que ce ne est pas un ACF fait table.

La question de l'chiffres: en effet, nous vous conseillons de peser les très jeunes enfants avec une échelle pédiatrique avec une précision 100g.

Si vous souhaitez envoyer la table pour ACF de vérifier, s'il vous plaît envoyer par post@en-net.org

Cela peut être une question pour l'OMS, afin que nous puissions également essayer de communiquer avec eux pour l'entrée.

Meilleurs voeux,
Tamsin

Bonjour,

OMS ont confirmé qu'ils ont pas produit une table de WHZ unisexe. Ils recommandent fortement l'utilisation de normes distinctes pour les garçons et les filles et qui est la façon dont les normes OMS de croissance de l'enfant ont été développés.

Depuis ce problème avec les calculs ne semble pas être une commune relatif aux tableaux, pourrait-il que le problème est avec la saisie de données ou la fonction ENA?

Meilleurs voeux,
Tamsin

Cher Tamsin, ENA différencie toujours entre filles et garçons. Sans entrer dans le sexe sans z-scores sont calculés. Je l'espère ceux qui ont préparé les lignes directrices de ACF peut résoudre ce problème.

Merci beaucoup Juergen.

Cher Anon, s'il vous plaît laissez-nous savoir si vous avez coché la table que vous utilisez sur les tables de l'OMS, facilement repérable sur leur site web ici http://www.who.int/childgrowth/standards/weight_for_height_field/en/

Meilleurs voeux,
Tamsin

Chers tous,
Je suis responsable de la formulation et en préconisant la table UNISEX Poids-pour-taille pour l'admission des enfants à charge thérapeutique de la malnutrition aiguë sévère chez la fois le protocole d'ACF et le protocole générique qui a été adoptée par plusieurs gouvernements nationaux.

La raison principale est que l'OMS discrimine activement contre les filles souffrant de malnutrition sévère.

Je dis cela parce Yvonne Grellety et moi-même analysé des données provenant enfants admis pour l'alimentation thérapeutique en utilisant la vieille table UNISEX (dérivée des normes NCHS). Deux points essentiels sont venus de cette analyse.

Tout d'abord, environ le même nombre de femmes et d'hommes ont été admis à l'aide des critères unisexes.

Tout âge de la femme 6042, le tout âge de l'homme 6303.
6-59months féminine 4375, 6-59months masculin 4700

Deuxièmement, le taux de mortalité était légèrement plus élevée chez les femelles admis utilisant des critères de UNISEX.
Pour les enfants 6-59month décès de femmes = 492/4375 (11,25%) de la mortalité; décès masculins 489/4700 (10,40% de mortalité).
La différence est non significative (chisq = 0,197).

Ceux-ci, à ma connaissance, sont les seules données empiriques pour les admissions à l'aide de critères unisexes qui montrent le risque de décès des enfants admis.

Ces données donnent des preuves empiriques très forte qu'un enfant de toute hauteur donnée a le même risque de décès à un déficit de poids étant donné que l'enfant soit une fille ou un garçon!

Toutefois, les normes de l'OMS -3Z poids-pour-taille de coupure pour les filles est à un poids inférieur (à une hauteur donnée pour les enfants de plus de 6 mois) que pour les garçons!

Si nous appliquons les normes de l'OMS, nous voulons dire qu'une fille a à perdre plus de poids, ou être à un poids inférieur à une hauteur donnée, pour devenir admissible à l'admission (en utilisant des critères de poids-pour-taille) d'un garçon, même si la jeune fille a le même risque de mort comme un garçon. Ceci est la discrimination contre les filles. Je l'ai montré ces données à l'OMS et d'autres - et ils viens réitéré dans ce forum ainsi que leurs recommandations publiées qu'ils continueront à plaider discrimination contre les filles! Je signale cela à cause de ce problème.

Nous devrions être clair que les normes de l'OMS ont été tirés de groupes d'élite d'enfants normaux - même si les données brutes n'a pas été libéré pour examen indépendant, il est clair qu'aucun des enfants étudiés pour établir les normes étaient en fait sévèrement malnutris! La dérivation de la -3Z est une extrapolation statistique qui va bien au-delà des limites des données observées; extrapolation au-delà des données observées est toujours sujette à l'erreur. (à noter que les Z-scores nominaux ne sont pas réellement les écarts-types, mais sont dérivées de centiles [percentiles pour nos lecteurs américains] de sorte que la largeur des bandes score z varie et dépend entièrement de la distribution et l'asymétrie des données observées - Ainsi, comme je le dis, l'-3Z coupé est pas basée sur des données provenant d'enfants dans les bandes de poids-pour-taille qui sont utilisés pour définir la malnutrition sévère, sans parler de leur risque de décès ou nécessité d'un traitement). Ce que je vous ai présenté sont données empiriques qui montrent qu'il est faux et discrimatory de définir celles qui doivent recevoir un traitement pour la malnutrition sévère et ceux pour qui le traitement doit être refusée sur la base de leur sexe.

Le tableau de UNISEX que je générés à partir des données LMS OMS est en fait tout simplement les normes du garçon qui sont utilisés pour les deux sexes. Cela empêche toute discrimination à l'encontre des garçons en réduisant le poids dont ils ont besoin pour atteindre pour être admis (qui se produirait si l'on utilise la valeur moyenne), et admet simplement filles sur la même base que les garçons.

Il est conservateur et si il ya un doute, le principe de non-nocare primum (première, ne pas nuire) doit demander, pour faire autre chose serait contraire à l'éthique.

Ce tableau a été d'abord utilisé dans le protocole national de traitement de la MAS au Yémen après discussion approfondie avec le ministère yéménite de la Santé. Il a depuis été adoptée par de nombreux pays, principalement en Afrique de l'Ouest - une procédure qui a été convenu lors d'une réunion régionale et approuvé par les délégués des Ministères régionale du Gouvernement national de la santé au sein de l'Afrique de l'Ouest.

En utilisant les recommandations de l'OMS, il est à noter que, en général, plus de garçons que de filles sont admis lors de l'utilisation du poids-pour-taille critères et plus de filles que de garçons sont admis lors de l'utilisation du MUAC <115mm critère.

Un deuxième et beaucoup moins importante raison pour utiliser une table unisexe est qu'il est beaucoup plus simple pour le personnel à utiliser une table que d'utiliser deux tables différentes (même avec la possibilité que certains garçons peuvent être admises en utilisant la mauvaise table en particulier quand il est photocopié en noir et blanc).

Je tiens à souligner que cela est pour l'admission des enfants à l'alimentation thérapeutique en utilisant des critères de poids-pour-taille. Il est pas pour le suivi de la croissance des enfants normalement nourries à l'aide de critères de poids-pour-âge. Elle est à présent approprié d'utiliser les normes de croissance différents pour les filles et les garçons ions surveillance de la croissance / lecture vers les arbres de la santé, au moins jusqu'à ce que nous disposons de données empiriques sur le résultat de ces enfants qui tombent sous le -3Z poids-pour-âge ou de la hauteur critères -pour-âge; Je suis au courant d'aucune des données qui traite les autres normes anthropométriques.

Je demande instamment à l'OMS par les présentes à modifier ses recommandations et de cesser toute discrimination contre les filles souffrant de malnutrition sévère.

Cher Mike,
Merci pour les précisions commentaire.
Même lorsque l'évaluation de la valeur -3 z-score againts la valeur z-score moyen à toute longueur / hauteur donnée en pourcentage de la moyenne pour chaque sexe, il ya une différence systématique entre les sexes. Cela est, les filles wil doivent atteindre des pourcentages légèrement plus faibles de la moyenne que les garçons. Voir ce lien pour un graphe je mets rapidement ensemble montrant cette différence syetmatic.

Intrestingly, votre approch ne supprime pas necesarily sexe biais de sélection. En utilisant les garçons valeurs seuils pour les deux sexes, la plupart du temps, vous avez seulement déplacé la discrimination (voir ce lien).

Cela me mène à ma question sur les hypothèses que vous suivez. Pourquoi devrions-nous nous attendre à nombre comparable de la malnutrition et de la mortalité entre les sexes? Dans les situations les plus difficiles, même pour mourir, les hommes / garçons ont tendance à faire pire que les femmes / filles faire, pour la mortalité de intance infantile de l'enfance, homeleness, santé mentale, etc. En outre, même à cet âge, il est dimorphisme sexuel dans le accrecion des masses de tissu, où les garçons vont favoriser maigre accrétion de masse et les filles plus la masse grasse. Cela signifie que de faibles poids comparables pour toute longueur / hauteur donnée seront probablement conférer un risque différent de mourir que les filles auront plus de masse grasse que les garçons pour une unité donnée de poids.

Cher Carlos,
Tout ce que vous avez fait est de représenter graphiquement 70% de la médiane des normes de l'OMS - que les moyens sont différents pour les garçons et les filles, il est évident que les différences devraient être maintenues. Cette analyse ne traite le problème central de l'extrapolation au-delà des données observées, ni, plus important encore, les données empiriques que je vous présente là où il ya la même expérience de mortalité des filles et des garçons qui sont admises en utilisant des critères unisexes - ces données ne sont pas dépendant de normes. Ils montrent que lorsque les mêmes critieria sont utilisés pour l'admission de garçons et de filles que le risque de mortalité est le même.

Chez le jeune enfant, il ya très peu de différence dans la composition corporelle entre filles et garçons - et, à mon knowlege, pas de données sur les différences dans la composition corporelle des enfants sévèrement malnutris selon le sexe - bien que ces données pourraient être disponibles dans l'avenir de la recherche au Jimma, en Éthiopie en utilisant le déplacement d'air plethesmography.

Cher Mike,
Merci de votre réponse. Hélas, il semble que mes commentaires passé n'a pas été bien expliqué.
Pour clarifier, je ne l'ai pas GRAPH 70% de la médiane de la GS OMS comme vous le dites. Ce que je faisais était de diviser toutes les valeurs de poids à -3 z-scores par les valeurs moyennes, les valeurs obtenues à partir des valeurs LMS fournies par l'OMS. En accord avec votre déclaration initiale les résultats de cette simple division suggéré que, pour atteindre un -3-Zscore filles de valeur devraient présenter plus faible pourcentage des valeurs moyennes que les garçons. Votre approche UNISEX, de l'application de la -3 z-score valeurs de garçons et de filles peu décalé cette situation la plupart du temps, ce qui est, les filles devront désormais présenter pourcentage plus élevé des valeurs moyennes que les garçons. Mes graphiques visant à vous offrir une autre façon de regarder cette question et qu'ils ne visaient pas à aborder la question de l'extrapolation au-delà des données observées, ni de présenter un défi pour les données empiriques que vous avez présenté. À ma connaissance, les références NHC aussi ne comprennent pas les données des enfants souffrant de malnutrition aiguë, donc je pense que le problème de l'extrapolation au-delà des données observées applique également aux NHC tables unisexes, comme les valeurs de coupure sont statistiquement dérivés pour les deux courbes de croissance NHC ou de l'OMS, et pour les tables unisexes ou spécifiques au sexe.

Mon post précédent est plus dirigé à obtenir plus d'informations sur les hypothèses que vous utilisez pour interpréter les données empiriques. Vous dites que l'utilisation de valeurs de coupure similaires pour le poids sur toute la hauteur / longueur donnée vous fournit un nombre similaire d'enfants qui seront sélectionnés pour une intervention et il vous fournit également avec des taux de mortaility similaires. Au-delà du problème de la assimilant le phénotype de la malnutrition aiguë à celle de la mortalité, je suis curieux de savoir pourquoi vous êtes l'interprétation des données que vous avez de l'aide d'une valeur similaire de coupure, par rapport à l'aide d'une valeur de coupure spécifique du sexe utilisant le GS OMS) comme représentant ce dernier discrimination contre les filles. Je pense que votre hypothèse reste de l'égalité des risques à des phénotypes semblables et je mets en doute cette logique. Si je devais supposer que les garçons sont censés avoir des taux plus élevés de mortalité, je serais l'interprétation de vos conclusions que la coupure unisexe de poids pour une hauteur donnée est discriminatoire envers les garçons.

En ce qui concerne la composition du corps, vous avez raison, nous avons peu de preuves de la composition corporelle à cet âge, bien que celui qui existe suggérer que le dimorphisme sexuel sur les différentes masses de tissu se manifeste tôt dans la vie; mais à ma connaissance, je ne pense pas que quiconque a formellement tester. Par exemple, les données se réfèrent à votre départ de Jimma, en Éthiopie montre déjà à un âge dès les 6 premiers mois de l'indication de la vie que les filles pourraient avoir une plus grande masse de graisse pour toute hauteur donnée (voir tableau 8). Encore une fois, Gregers n'a pas formellement testé des différences, mais une différence systématique est observable dans la plupart des courbes de centiles.

Cher Carlos,
Je ne fais pas les hypothèses du tout - je ne l'ai pas, a priori, attends de trouver ces résultats quand je faisais l'analyse. Mais le fait demeure que lorsque nous admettons les enfants, sans distinction de sexe en utilisant les mêmes critères, nous nous retrouvons avec le même taux de mortalité statistiquement, bien que légèrement plus élevé chez les filles. Je ne suis pas en train de spéculer sur les raisons de cette conclusion - mais il ya plusieurs possiblités. Néanmoins, les données sont indépendants des normes.

Vous analyse de diviser le -3z par la valeur moyenne ne fait pas de sens pour moi - la divisior pour les filles est plus faible que pour les garçons sorte que les résultats que vous obtenez sont tenus de faire bouger les lignes par rapport à l'autre - mais pour moi, ce division est dénuée de sens / unintrepretable partir soit physiologique ou un point de vue opérationnel. Je suis en train de comprendre pourquoi vous avez effectué une telle manipulation mathématique!

Vous êtes tout à fait raison de dire que les données qui a généré les normes NCHS n'a pas inclus les enfants mal nourris - et pour obtenir les seuils ont été extrapolés au-delà des données - ce qui est une disputer contre l'utilisation ou de l'OMS soit NCHS distributions d'enfants normaux pour dériver CUT- de points pour DÉTERMINANTS si un enfant doit être admis pour un traitement.

L'approche la plus rationnelle serait celui qui détermine le risque de décès d'un enfant avec SAM pour définir les points de coupure. Mais ce sera confinded pour des raisons éthiques aux décès après l'admission (que je ne présumez représentent la gravité de l'état). L'analyse de Claudine Prudhon est la seule analyse que je suis conscient de qui a tenté de le faire. Prudhon C Am J Epidemiol 1996 144 116-23; Prudhon C Eur J Clin Nutr 1997 51 771-7

Si vous utilisez la formule de Prudhon (qui est basé sur la mortalité des enfants traités principalement avec le protocole de l'OMS) sur un poids contre la toise, vous trouverez que la -3Z OMS ligne (garçons) est similaire (mais pas identique) à la mortalité de 2% risque; Ceci est nettement supérieur à la ligne NCHS -3Z où les enfants de moins de 63cm ont un% de mortalité> 10. Donc, il ya de justification indépendante avec ces critères WHZ -3Z OMS comme un critère approprié pour l'admission. En d'autres forums je préconise d'utiliser le risque de l'Prudhon de mort lignes pour déterminer les points de coupure sans succès (et des protocoles modernes que nous devrions faire beaucoup mieux que ceux obtenus avec les enfants inclus soit dans l'analyse de Prudhon de l'analyse de Grellety (sa thèse est sur les archives ENN). Ni auteur a divisé le risque de décès par sexe, les données que je présentais sont une nouvelle analyse des données brutes présentées dans la thèse de Grellety.

Je répète que je l'ai fait aucune hypothèse sur les raisons, vous spéculer sur le risque de mortalité de tous les enfants selon le sexe et la composition du corps - mais qui est à côté du point - les données ne prennent pas en charge votre spéculation ou vous affirmation qu'il devrait y avoir une différence. Compte tenu de ces données, il est contraire à l'éthique de la discrimination contre les filles et en utilisant les normes de garçons pour les deux sexs fait certainement pas désavantager les garçons comme vous semblez le prétendre.

Juste un aparté ...

Je suis d'accord avec Mike que l'approche la plus rationnelle à la sélection d'une définition de cas SAM SAM est celle qui est informé par le risque de mortalité. Il faudra se pencher sur la mortalité dans les deux cas traités et non traités car nous voulons identifier les cas qui seraient susceptibles de mourir si elles restaient non traitée et de chances de survivre si elles ont été traitées. Je pense que l'indice Prudhon été construit en utilisant des cas traités et ne peut, par conséquent, ne fournissent qu'une réponse partielle. Il ya un certain nombre d'études de cohortes historiques qui fournissent des données ce qui concerne les cas non traités. Revoir ces données fournit un soutien solide pour l'utilisation de définitions de cas basés sur MUAC.