Salut Indi,

Il serait bon d'avoir l'opinion d'autres personnes travaillant dans des programmes pour savoir ce qu'elles ont pu faire dans cette situation. Je peux proposer quelques réflexions sur des travaux antérieurs.

La pratique standard en CTCE était que la taille serait mesurée toutes les 4 semaines, comme indiqué sur la carte du CTCE. Il était courant de constater la croissance linéaire que vous avez mentionnée et que l'enfant était maintenu dans le programme en fonction de son score z poids/taille nouvellement calculé - si tel avait été son critère d'admission. Cela dépendait des directives nationales ou des pratiques des ONG si les deux critères étaient utilisés pour la décharge.

L'introduction d'un gain de poids de 15 % pour la sortie a eu lieu en partie pour unifier les critères de sortie pour le PB et le poids par rapport à la taille. Bien que cette méthode ait été abandonnée car les enfants les plus malnutris recevaient moins de traitement, le calcul d'un « poids cible » est devenu une procédure standard, qui ne nécessitait pas de mesure supplémentaire de la taille.

Personnellement, je suis ambivalent quant à la répétition des mesures de taille dans le contexte du programme. À mon avis, il s'agit de la mesure la plus imprécise effectuée sur le terrain, en fonction des mesureurs. Lorsque des tests de standardisation sont effectués pour les enquêteurs, il est généralement assez facile d'obtenir une « cohérence » pour chaque type de mesure. D'après mon expérience, seul le poids (et parfois le PB) satisfait aux exigences de précision en utilisant les paramètres de la méthode ENA pour SMART/Habicht. Je questionnerais également si l’addition ou la soustraction de 0,7 cm en position couchée/debout est utilisée de manière appropriée et cohérente dans les contextes de programme.

Les erreurs dans les enquêtes sont probablement compensées dans une certaine mesure par la taille de l'échantillon, mais je ne suis pas convaincu que cela permette une prise de décision appropriée pour chaque enfant quand les mesures peuvent varier d'une semaine à l'autre. En général, les programmes gérés par les ONG ont tendance à être plus rigoureux que ceux sans la participation des ONG en raison du niveau accru de formation et de supervision.

Les nouvelles directives de l'OMS exigeant que le PB et le poids par taille soient utilisés comme critère de sortie changeront les pratiques et, je suppose, conduiront à des durées de traitement plus longues dans certains cas. Il sera intéressant de voir dans quelle mesure cela affecte la demande globale d’ATPE par rapport à la dose réduite.

Je serais intéressé si d'autres pouvaient également partager leurs idées,

Paul

Chers Paul & Indi,

Je partage l'inquiétude de Paul concernant les mesures répétées du score z P/T avec pour effet des erreurs de mesure. À cet égard, nous devons être conscients que les erreurs de mesure sont importantes en termes de hauteur et ont un grand impact sur le calcul du score z P/T car il est saisi sous forme de terme carré. Pour ceux que cela intéresse, j'explique les calculs derrière cela dans la courte note ci-dessous qui est également disponible ici avec des chiffres :

https://www.dropbox.com/scl/fi/kz4x924s9chndr4e9r7bn/Impact-of-measurement-errors-on-height-on-calculated-weight.docx?rlkey=kf0sqnfaviq49b1oc9jg75okx&dl=0

Impact des erreurs de mesure sur le poids et la taille sur le score z calculé du rapport poids/longueur/taille

Dans une méta-analyse sur la fiabilité des scores poids/longueur/taille, Mwangome et Berkley ont rapporté que le coefficient de corrélation intra-classe (ICC) du score z poids/longueur/taille (WLZ) était systématiquement inférieur à l’ICC pour le poids ou la taille pris séparément (1). Ils ont noté que l'effet était particulièrement important pour les jeunes enfants. Ils ont émis l’hypothèse que les erreurs individuelles sur le poids et la taille sont aggravées lorsqu’elles sont présentées sous forme d’indice, mais n’ont pas fourni de preuves en faveur de cette interprétation. Cette note fournit une explication mathématique de cette observation.

WLZ et IMC

WLZ est calculé par la formule suivante :

WLZ = (Wtobs – Wtst) /SDst (i)

Wtobs : poids observé

Wtst : poids médian pour la taille observée selon le standard de croissance de l'OMS

SDst : écart type du poids pour la taille observée selon le standard de croissance de l'OMS

SDst dépend fortement de la hauteur (Figure 1). La relation entre SDst et la hauteur peut être décrite de manière adéquate par la régression logarithmique suivante :

LN (SDst) = -9,337 + 2,091 LN (hauteur cm) ; R2 = 0,9659 pour les filles

et

LN (SDst) = -0,931 + 2,070 LN (hauteur cm) ; R2 = 0,9591 pour les garçons

Ces équations sont équivalentes à :

SDst = e-9,337 x hauteur2,091 = 8,81x 10-5 x hauteur2,091 pour les filles (ii)

et

SDst = e-9,331 x hauteur2,070 = 8,81x 10-5 x hauteur2,070 pour les filles (iii)

Ces équations sont présentées Figure 1.

Pour les filles comme pour les garçons, l'exposant de la taille peut être arrondi à 2 et donner une bonne approximation de SDst

En conséquence, l’équation (i) peut être exprimée comme suit, la hauteur² étant mesurée en m² :

WLZ = (Poids – Poids)/0,881 x hauteurm2 = [(Poids/hauteurm²) – (Poids/hauteurm²)]/0,881

ou

WLZ = kx (IMCobs – IMCst)

Avec k = 1/0,881 et BMIobs = indice de masse corporelle (IMC) observé et BMIst l'IMC correspondant au poids médian dans la norme OMS pour la taille observée.

L'IMC correspondant au poids médian du standard de croissance de l'OMS varie avec l'âge (Figure 2). Elle augmente rapidement jusqu'à 65 cm puis diminue très lentement. Si ces variations de l'IMC avec la taille sont négligées, le WLZ peut être considéré comme obtenu par une transformation linéaire de l'IMC. Cela peut être considéré comme une bonne approximation pour des hauteurs supérieures à 65 cm.

Effet des erreurs de mesure sur l'estimation du score z P/L (WLZ)

Les erreurs sur le poids et la taille ont toutes deux un impact sur les termes de la différence (BMIobs – BMIst) qui déterminent l'erreur potentielle finale sur WLZ.

Le premier terme de la différence est probablement le plus affecté par l’erreur de mesure car il représente une fraction dans laquelle le poids et la taille, mesurés avec une certaine incertitude, sont présents. Le pourcentage total d'incertitude d'un rapport est calculé en additionnant le pourcentage d'incertitude de chaque mesure (2).

Le poids est généralement mesuré avec une grande précision (3), mais les variations de poids dues au temps écoulé depuis le dernier repas et la dernière urine ou selles peuvent être considérées comme des erreurs aléatoires. Le poids n'est présent dans la différence que dans son premier terme et avec un exposant de 1.

La hauteur est plus difficile à mesurer avec précision et comme elle est présente dans les deux termes de différence. Il est présent au dénominateur du premier terme de la différence sous forme de terme au carré. L'erreur de hauteur est augmentée d'un facteur 2 dans ce terme, car lorsqu'une mesure est élevée à une puissance, alors le pourcentage d'incertitude est multiplié par cette puissance (2). Si la taille est sous-estimée, le premier terme est surestimé et inversement, si la taille est surestimée, le premier terme de la différence est sous-estimé.

Le deuxième terme de la différence n'est affecté que par les erreurs de mesure sur la hauteur. L'effet d'une erreur de mesure sur la taille sur ce terme est différent en dessous et au-dessus de 65 cm. En dessous de 65 cm, si la taille est sous-estimée, le deuxième terme est également sous-estimé. À cette erreur s’ajoute l’effet sur le premier terme, qui est accru dans ce cas et la différence globale est largement surestimée. L’effet inverse s’observe lorsque la taille est surestimée, avec là encore un effet cumulatif sur la différence. Au-dessus de 65 cm, une sous-estimation de la taille augmentera légèrement le deuxième terme, minimisant ainsi l'effet de l'augmentation du premier terme sur la différence. L’effet inverse s’observe lorsque la hauteur est surestimée, minimisant ainsi la différence. Comme la baisse de l’IMC au-dessus de 65 cm est lente, ces effets minimisants sont cependant mineurs.

Discussion:

Le faible ICC observé pour WLZ par rapport à l’ICC du poids et de la taille peut s’expliquer par la présence à la fois du poids et de la taille dans son calcul. L'implication de la hauteur en tant que terme au carré double l'effet des erreurs de mesure sur la hauteur sur l'erreur finale dans la détermination du WLZ. La variation de l'IMC correspondant au poids médian pour chaque taille selon la norme de croissance de l'OMS peut expliquer que cet effet soit plus important pour les enfants plus jeunes. La difficulté de mesurer la taille chez les jeunes enfants peut également contribuer au faible niveau de CCI observé chez eux.

L’effet des erreurs aléatoires de mesure de la taille sur l’estimation de la WLZ doit inciter à la prudence lors de l’utilisation de cet indice pour évaluer la croissance. Les erreurs commises au cours des différentes séances de mesure sont susceptibles de se produire de manière aléatoire et l'incertitude s'additionnera lors de l'évaluation du changement de l'état nutritionnel par différence. Cela contraste avec l'évaluation du z-score poids-pour-âge (WAZ) : si une erreur est commise sur l'âge lors de la première évaluation, la même erreur sera commise lors de la suivante, minimisant ainsi l'erreur lorsque la différence entre deux WAZ à différents moments est calculé.

1.            Mwangome MK, Berkley JA. The reliability of weight-for-length/height Z scores in children. Matern Child Nutr 2014;10:474–80.

2.            Uncertainties and practical work. Available at: https://qualifications.pearson.com/content/dam/pdf/A%20Level/Physics/2015/Specification%20and%20sample%20assessments/Appendix%2010%20Updated.pdf

3.            WHO Multicentre Growth Reference Study Group. Reliability of anthropometric measurements in the WHO Multicentre Growth Reference Study. Acta Paediatr Oslo Nor 1992 Suppl 2006;450:38–46.